Pauvreté et choix méthodologiques : le cas de la Mauritanie

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Pauvreté et choix méthodologiques :
le cas de la Mauritanie
par
Jean-Pierre Lachaud, Professeur
Directeur du Centre d’économie du développement
Université Montesquieu-Bordeaux IV - France
5pVXPp
L’appréhension de la pauvreté en Mauritanie est considérablement influencée par les choix
méthodologiques effectués. Alors que la fixation d’une ligne de pauvreté monétaire fondée sur l’équivalent
international de 370 dollars génère un ratio de pauvreté des ménages de 51,4 pour-cent, l’approche du coût des
besoins de base induit une incidence de la pauvreté nationale de seulement 41,5 pour-cent, et modifie
sensiblement la configuration des profils de pauvreté. Par ailleurs, si l’introduction d’une échelle d’équivalence
— fondée sur l’estimation d’une courbe d’Engel— inférieure à un, ne modifie que marginalement l’ampleur
ce cette dernière — en termes de ménages par rapport à l’approche du coût des besoins de base —, elle diminue
relativement l’incidence et la profondeur de la pauvreté urbaine et, surtout, tend à modifier la relation entre la
pauvreté et le genre. En outre, par rapport au seuil international de 370 dollars, l’approche des besoins de base
suggère un recul sensiblement plus élevé de la pauvreté au cours de la période 1990-96 : -34,9 pour-cent —
contre de -19,8 pour-cent — , résultat par ailleurs inférieur à celui qui prévaut lorsque la ligne d’extrême
pauvreté est introduite — -40,4 pour-cent. Enfin, les objections formulées à l’encontre de l’approche de la
pauvreté monétaire suggèrent une mesure du déficit de progrès social à l’aide d’indicateurs non monétaires. A
cet égard, l’indicateur de pauvreté humaine du Programme des nations unies pour le développement montre,
selon les régions et les wilayas, une proximité du taux de pauvreté monétaire et du degré général de pauvreté
humaine, bien que ces deux grandeurs ne soient pas réellement comparables et que de nombreuses disparités
demeurent. En fait, les deux indicateurs apparaissent complémentaires, et chacun a un rôle particulier en termes
de politique économique. Par conséquent, la présente étude suggère l’opportunité d’une approche
multidimensionnelle de la pauvreté pour ordonner les états sociaux en Mauritanie.
$EVWUDFW
The measure of the poverty in Mauritania is considerably influenced by methodological choice. While
a monetary poverty line of 370 dollars generates a ratio of poverty of households of 51,4 per cent, the cost of
basis needs approach induces an impact of the national poverty of only 41,5 per cent, and modifies appreciably
the configuration of poverty profiles. Furthermore, if the introduction of a scale of equivalence whose value
is inferior to one, does not modify really the extent the poverty — in terms of households as compared to the
approach of the cost of basis needs —, it decreases relatively the impact and the depth of the urban poverty and,
especially, tends to modify the relationship between the poverty and the gender. In addition, relatively to the
international threshold of 370 dollars, the basis needs approach suggests an appreciably highest decline of the
poverty in the course of the period 1990 - 96 : -34,9 per cent — against -19,8 — , result inferior to that that
prevails when the line of poverty extreme is introduced — -40,4 per cent. Finally, objections formulated against
the monetary poverty approach suggest a measure of the deficit of the social progress with the help of non
monetary indicators. In this context, the human poverty indicator of UNDP shows, according to regions and
wilayas, a proximity of the monetary poverty rate and the general degree of human poverty, although these two
magnitudes are not really comparable and that many disparities subsist. In fact, the two indicators appear
complementary, and each has a particular role in terms of economic policy. Consequently, the present study
suggests the opportunity of a multidimensional approach of the poverty to order social states in Mauritania.
6RPPDLUH
,QWURGXFWLRQ
/D SDXYUHWp PRQpWDLUH XQH QRXYHOOH DSSURFKH
1.
2.
3.
..........................................
Impact de différents seuils de pauvreté . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
Impact de l’échelle d’équivalence . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
La dynamique de la pauvreté . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
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10
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Bien-être et indicateurs non monétaires . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 19
Indicateurs multiples et pauvreté humaine . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 19
...........................................
Concepts et méthode . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
Pauvreté humaine et régions . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
Pauvreté humaine et wilayas . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
/HV GLPHQVLRQV GH OD SDXYUHWp QRQ PRQpWDLUH
1.
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2
2
2
3
5
5
7
,QGLFDWHXUV QRQ PRQpWDLUHV HW SDXYUHWp KXPDLQH
1.
2.
..........................................
Les sources statistiques . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
Bien-être, pauvreté et échelle d’équivalence . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
A.
Concepts et méthode . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
B.
Courbe d’Engel et échelle d’équivalence . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
Pauvreté et coût des besoins de base . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
A.
Concepts et méthode . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
B.
Pauvreté alimentaire et non alimentaire . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
&KRL[ PpWKRGRORJLTXHV HW SDXYUHWp PRQpWDLUH
1.
2.
3.
........................................................................... 1
&RQFOXVLRQ
21
21
22
23
. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 25
5pIpUHQFHV ELEOLRJUDSKLTXHV . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
$QQH[HV . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
26
29
,QWURGXFWLRQ
Depuis les années 1980, les déséquilibres
macroéconomiques et la quasi-absence de progrès
social constituent une caractéristique commune à
maints pays africains, confrontés à une profonde crise
économique et sociale, sans précédent au cours de
leur histoire. La Mauritanie n’échappe pas à ce
contexte, malgré la mise en oeuvre dès le début des
années 1980 de programmes de réformes structurelles,
et l’adoption en 1994 d’une stratégie de lutte contre la
pauvreté. Dans ce pays, influencé par un
environnement interne peu favorable, les vicissitudes
du contexte international et l’incertitude des
politiques internes1, au milieu de la décennie 1990, de
nombreux ménages ou individus sont dans
l’incapacité d’obtenir ou de perpétuer un niveau de
bien-être correspondant à un minimum acceptable par
les normes de la société.
L’analyse de ce type d’ajustement social et la
compréhension des mécanismes sous-jacents,
essentielles pour affiner l’élaboration de politiques
économiques et sociales adaptées, se révèlent
difficiles compte tenu du caractère multidimensionnel
du bien-être des individus ou des ménages, de
l’insuffisance des outils analytiques disponibles et de
la précarité des informations statistiques. Certes,
l’approche en termes de pauvreté est en mesure de
permettre une évaluation des certaines dimensions du
déficit de progrès social, et de suggérer une
spécification des domaines de ciblage des politiques2.
Néanmoins, en Afrique, en général, et en Mauritanie,
en particulier, parallèlement à la multiplication des
enquêtes auprès des ménages, les discussions
apparaissent davantage axées sur les résultats de ces
investigations empiriques que sur les éléments
méthodologiques dont dépend, en grande partie, la
configuration de l’information générée. En particulier,
les conséquences des choix méthodologiques quant
aux approches en termes de pauvreté sont peu
explorées3. Cette situation est quelque peu paradoxale
dans la mesure où la fécondité des enquêtes sur le
niveau de vie — notamment au niveau des politiques
économiques — est largement tributaire des
1
Le rapport sur le Développement humain durable —
Dhd — 1996 développe les contraintes inhérentes à l’économie
mauritanienne. Voir Pnud [1996b].
2
Les approches en termes de vulnérabilité et
d’exclusion constituent également des options analytiques à
prendre en considération.
3
Sur un plan général, des éléments d’analyse sont
présentés sur cette question par Ravallion [1995].
fondements analytiques quant à l’appréhension de la
pauvreté4.
Le présent papier s’inscrit dans cette
perspective, et propose mettre en évidence quelques
conséquences des choix méthodologiques inhérents à
la mesure de la pauvreté de la population sédentaire
en Mauritanie, au cours de la période 1990-96. Dans
un premier temps, l’examen des aspects conceptuels
et méthodologiques de la mesure de la pauvreté
monétaire conduit à déterminer une nouvelle échelle
d’équivalence et un nouveau seuil de pauvreté. Ces
résultats induisent une analyse de l’impact de
différentes échelles d’équivalence des ménages et de
différents seuils de pauvreté, à la fois pour l’année
1990 et en ce qui concerne l’évolution de la pauvreté
au cours de la période 1990-96. Par la suite,
l’opportunité de développer des indicateurs non
monétaires est explorée. Finalement, une approche de
la pauvreté humaine est proposée et comparée à la
pauvreté exprimée en termes monétaires.
/D SDXYUHWp PRQpWDLUH XQH
QRXYHOOHDSSURFKH5
L’examen de la pauvreté implique,
préalablement, une clarification de l’environnement
conceptuel et analytique, les manques en termes de
progrès social pouvant être appréhendés par rapport à
la pauvreté monétaire ou à la pauvreté non monétaire
— indicateurs sociaux6.
A priori, il est assez aisé d’appréhender la
pauvreté. Dans une société donnée, la pauvreté
suppose que des ménages ou des individus sont dans
l’impossibilité d’acquérir un niveau de vie
correspondant à un minimum acceptable par les
normes de la société. Dans cette optique, la pratique
courante, fondée généralement sur l’utilisation
d’enquêtes nationales auprès des ménages, implique
une stratégie en trois phases. Tout d’abord,
l’identification d’un indicateur monétaire simple de
bien-être des ménages. Ensuite, l’évaluation d’une
ligne de pauvreté, c’est-à-dire du coût estimé pour les
ménages du niveau de vie nécessaire pour surmonter
la pauvreté. Enfin, une mesure agrégée de la pauvreté
pour résumer les informations inhérentes à
l’indicateur de bien-être et au seuil de pauvreté7. En
réalité, la délimitation de la pauvreté monétaire
4
Le déficit en capital humain de l’Afrique explique, en
grande partie, cette situation.
5
Cette partie est partiellement empruntée à Lachaud
[1997d].
6
L’approche de la pauvreté non monétaire est présentée
plus loin. Par ailleurs, l’analyse en termes de vulnérabilité ou
d’exclusion sociale n’est pas abordée dans le présent papier.
7
Cette question n’est pas développée dans la présente
recherche.
2&80(17 '( 75$9$,/ 12 '
soulève plusieurs difficultés8, partiellement résolues
en Mauritanie.
enquête intégrale était de mesurer l’impact sur les
conditions de vie des ménages de la politique
d’ajustement structurel, de spécifier l’évolution de la
pauvreté, de permettre l’identification des groupes
vulnérables, d’actualiser les données socioéconomiques de base sur les ménages et de produire
des coefficients de pondération de l’indice de prix à
la consommation12.
En fait, dans la mesure où l’enquête de 199596 ne fournit pas de données sur les prix des biens
alimentaires et non alimentaires, la présente étude
s’appuie principalement sur l’investigation de 1990
pour tester l’impact des choix méthodologiques.
/HV VRXUFHV VWDWLVWLTXHV
Les sources statistiques utilisées dans la
présente étude se réfèrent à deux enquêtes nationales
auprès des ménages, exécutées en Mauritanie par une
unité de projet implantée à cet effet au sein de
l’Office national de la statistique du ministère du
plan9.
Premièrement, des enquêtes sur les conditions
de vie des ménages sédentaires ont été effectuées en
décembre 1987- janvier 1989 et octobre 1989septembre 1990. Seule la dernière investigation
statistique est prise en considération, pour laquelle
trois types de questionnaires ont constitué le support
de l’information collectée10 : (i) un questionnaire
auprès des ménages, portant sur un échantillon de près
de 1600 ménages déterminés aléatoirement en milieu
sédentaire — Nouakchott, autres villes de plus de 5
000 habitants, rural fleuve et rural autre —, fournit
des informations détaillées sur les conditions de vie
des ménages : revenus, dépenses, éducation, emploi et
autres activités productives, santé, caractéristiques
démographiques, habitat, etc. ; (ii) un questionnaire
village collecte des données sur les infrastructures
économiques et sociales, les activités et les
événements liés au village visité ; (iii) un
questionnaire fournit des informations sur les prix des
produits alimentaires et non alimentaires dans chaque
grappe d’enquête, ces informations permettant une
comparaison des prix en milieu rural et urbain afin
d’améliorer l’appréhension des niveaux de vie et une
estimation de l’autoconsommation des ménages.
Deuxièmement, une enquête intégrale a été
réalisée entre octobre 1995 et juillet 1996 à partir
d’un échantillon de 3 540 ménages du milieu
sédentaire, choisis aléatoirement — après tirage à
deux degrés — et répartis selon les quatre strates
précédentes. Les informations inhérentes à cette
enquête proviennent uniquement du questionnaire
relatif aux ménages, comportant des informations
quasi-identiques à celui de 199011. L’objectif de cette
%LHQrWUH SDXYUHWp HW pFKHOOH
G·pTXLYDOHQFH
$
&RQFHSWV HW PpWKRGH
La détermination d’un indicateur de bien-être
est une première difficulté. En effet, ce dernier a
fondamentalement un aspect multidimensionnel
puisqu’il est fonction, non seulement de l’accès à des
biens et services tangibles — privés ou publics —,
mais également de l’accès à des droits politiques et
sociaux — par exemple, la participation à la société.
En fait, s’agissant de la pauvreté monétaire, la
littérature courante indique qu'il existe des
fondements théoriques suffisants pour considérer que
les dépenses du ménage constituent une bonne
approximation du bien-être. Ainsi, généralement, le
concept de niveau de vie d'un individu est appréhendé
par rapport à la consommation des biens privés — et
éventuellement publics — offerts13. A cet égard, la
consommation courante est la plupart du temps
considérée comme l'indicateur de bien-être privilégié,
le revenu étant seulement utilisé comme une
approximation de la consommation. En fait, ces deux
indicateurs sont les plus utilisés, bien que la
consommation soit souvent préférée lorsque la
12
Voir pour quelques aspects méthodologiques Ons
[1997].
8
Voir Ravallion [1992] pour une présentation générale.
Il s’agit d’enquêtes de type Lsms — Living standard
measurement study. La base de sondage de ces deux investigations
est le recensement de 1988.
10
McKay, Houeibib [1992]. La plupart des bases de
données de cette enquête ont été accessibles.
11
Bien que la conception du questionnaire ait été
quelque peu modifiée, les informations obtenues sont assez
semblables. Toutefois, notons par exemple que, contrairement aux
enquêtes de 1987-90, en 1996, les dépenses de logement sont
appréhendées.
13
Il est à souligner que le niveau de vie n'est pas le seul
moyen d'appréhender le bien-être. On pourrait également
considérer la «consommation potentielle» du ménage au lieu de la
consommation courante. Mais, sans données sur la richesse, le
revenu devrait être préféré en tant qu'approximation de la
consommation lorsque l'épargne est positive. L'inverse est vrai si
l'épargne est négative, puisque l'épargne passée influence la
consommation potentielle à un instant du temps. Par conséquent,
la consommation potentielle ne permet pas de considérer que le
revenu est préférable à la consommation comme indicateur de
bien-être.
9
2
$895(7e (7 &+2,; 0e7+2'2/2*,48(6 /( &$6 '( /$ 0$85,7$1,(
3
3
question de la variation intervient14. En outre, afin de
tenir compte du moindre coût des enfants,
relativement aux adultes, et des économies d’échelle
dans le ménage15, la dépense totale par équivalent
adulte est souvent prise en considération.
Dans le cas de la Mauritanie, la mesure du
bien-être, inhérente aux investigations de l’Office
national de la statistique, fait référence aux dépenses
totales de consommation, ces dernières étant la
somme de toutes les dépenses monétaires —
alimentaires et non alimentaires — du ménage, de la
consommation liée à la production du ménage, de la
valeur imputée des services provenant du logement,
des biens durables et des salaires en nature, et des
transferts16. Par ailleurs, deux ajustements ont été
réalisés. D’une part, les dépenses de consommation
ont été évaluées sur une base per capita, c’est-à-dire
en divisant la dépense totale du ménage par sa taille.
De ce fait, la composition du ménage n’est pas prise
en considération, ce qui peut altérer sensiblement la
validité de la mesure du niveau de vie17. D’autre part,
elles ont été déflatées par un indice du coût de la vie
qui prend en compte la variabilité des prix selon les
régions et dans le temps. Par exemple, la dernière
enquête sur les conditions de vie des ménages s’est
déroulée d’octobre 1995 à juillet 1996. De ce fait, le
niveau de vie est exprimé par les dépenses réelles par
tête aux prix de 199618.
Dans la présente recherche, on se propose de
déterminer une échelle d’équivalence des ménages
afin de prendre en considération le moindre coût
relatif des enfants et la présence éventuelle
d’économies d’échelle. En effet, un seuil de pauvreté
approprié pour un ménage n’est pas nécessairement
adapté pour un autre ménage. D’une part, la
consommation d’un enfant n’est pas identique à celle
d’un adulte. D’autre part, des familles nombreuses
peuvent bénéficier d’économies d’échelle, par
exemple lorsqu’il y a des achats groupés ou lorsque
14
La consommation varie moins que le revenu dans le
temps. Par contre, la consommation peut être un médiocre
indicateur de bien-être à long terme.
15
C’est-à-dire de la non proportionnalité des coûts
supportés par le ménage lorsque le nombre de personnes
appartenant à ce dernier augmente.
16
Appelés «soutien familial». Cette approche est
observée dans les deux principales enquêtes auprès des ménages
réalisées en 1987-89/1989-90 et 1995-96. Voir McKay, Houeibib
[1992], Ons [1997]. Cette idée que la consommation est un
indicateur de bien-être est sous-jacente au rapport sur la pauvreté
de la Banque mondiale en 1990. Banque mondiale [1990].
17
Voir par exemple Lachaud [1997c] pour une analyse
des conséquences de cette approche dans le cas du Burkina Faso.
18
Cependant, le déflateur a priori utilisé est
relativement global, puisqu’un indice du coût de la vie de 80
aurait été attribué aux dépenses de l’ensemble du secteur rural. En
réalité, les bases de données ne semblent pas justifier un tel écart
de niveau de vie rural-urbain. Ce point sera ultérieurement abordé.
des infrastructures — cuisine — sont communes à
plusieurs membres du ménage. En réalité, si la prise
en compte d’une échelle d’équivalence apparaît
nécessaire, il n’existe pas de consensus quant aux
modalités de l’ajustement à opérer. En d’autres
termes, la détermination d’un facteur d’échelle
d’équivalence des ménages est laissée à l’appréciation
des chercheurs en fonction des options analytiques
disponibles19. Néanmoins, l’absence d’échelle
d’équivalence apparaît non fondée et peut générer des
résultats biaisés. D’un côté, ne pas tenir compte de la
taille de la famille — facteur d’économie d’échelle =
0 —, conduit à admettre que, par exemple, le seuil de
pauvreté est le même pour une personne seule et une
famille de cinq personnes. De ce fait, le coût marginal
de tous les membres additionnels au-delà du premier
est nul, ce qui probablement induit une sousestimation de l’étendue de la pauvreté des ménages
élargis relativement aux ménages de dimension
réduite. D’un autre côté, un ajustement total —
facteur d’économie d’échelle = 1 —, suggère que le
seuil de pauvreté d’une famille de cinq personnes doit
être cinq fois plus élevé que celui d’un ménage d’une
seule personne. Dans ce cas, il n’existe pas
d’économie d’échelle — chaque membre additionnel
du ménage coûte autant que le premier — et il en
résulte une surestimation de l’étendue de la pauvreté
des ménages nombreux relativement aux ménages de
faible dimension. Aucune de ces positions extrêmes
ne peut être défendue, et la recherche doit
probablement s’efforcer de proposer un facteur
d’ajustement compris entre ces deux extrémités20.
%
&RXUEH G·(QJHO HW pFKHOOH
G·pTXLYDOHQFH
Ainsi, dans la présente étude, il est suggéré
que l’échelle d’équivalence puisse incorporer deux
éléments. D’une part, l’existence de besoins différents
entre les enfants et les adultes. D’autre part, un
facteur d’économie d’échelle reflétant la non
proportionnalité des coûts dans les ménages
comportant un nombre élevé de personnes. Ainsi,
formellement, l’échelle d’équivalence peut être
exprimée par l’équation [1].
$ ( ( >@
Dans l’équation [1], A et E représentent,
respectivement, le nombre d’adultes et le nombre
d’enfants dans le ménage, 0-4 et 5-14 sont les
coefficients d’équivalence entre les adultes et les
19
Deaton [1997] ; Citro, Michael [1995].
Citro, Michaël [1995] pour une brève revue de la
littérature sur ce point.
20
2&80(17 '( 75$9$,/ 12 '
enfants — respectivement, 0-4 ans et 5-14 ans —, et
indique le facteur d’économie d’échelle. Ainsi, (A
+ 0-4E + 5-14E) reflète la taille de la famille en
équivalents adulte, alors que le coefficient convertit
ces équivalents adulte en termes d’utilisation effective
des ressources de la famille.
Afin de vérifier cette argumentation, la
présente recherche se propose d’estimer les
paramètres de l’équation [1] à partir de l’approche
d’Engel21. Selon cette dernière, le bien-être des
familles varie directement avec la part des dépenses
non alimentaires dans le budget total du ménage.
Dans ce contexte, on peut utiliser le modèle suivant22 :
ZL
OQ[Q OQQ
DXWUHV YDULDEOHV
M
DYHF M
ML
-
>@
Dans l’équation [2], wi représente la part des dépenses
alimentaires du ménage i, x est la dépense totale du
ménage, n exprime la taille du ménage et ji indique
la proportion de personnes dans le ménage i
appartenant à la catégorie J23. Dans ce cas, on montre
que le paramètre d’échelle est égal à (1-2/1). Par
ailleurs, il est possible d’estimer le coût relatif des
enfants d’une catégorie J, comparativement aux
adultes, en prenant un ménage de référence24.
Ainsi, dans la présente étude, l’équation [2]
est estimée pour l’année 1990, en fonction des
paramètres suivants. Premièrement, la variable
dépendante est la part des dépenses alimentaires dans
le budget du ménage. Deuxièmement, les variables
indépendantes concernent les éléments suivants : (i)
log de la valeur réelle de la consommation totale des
ménages par tête25 ; (ii) log de la taille du ménage ;
(iii) proportion de personnes dans le ménage —
respectivement, moins de 5 ans, 5 à 14 ans et 15 à 60
ans ; (iv) sexe du chef de ménage — base, femmes ;
(v) éducation du chef de ménage, respectivement,
primaire, secondaire et supérieur — base, sans
instruction ; (vi) statut matrimonial du chef de ménage
— base, non marié.
Le tableau 1 affiche les résultats obtenus et
appelle plusieurs commentaires26. Premièrement, on
observe que les facteurs pris en compte dans le
modèle n’expliquent que 16 pour cent environ de la
variance de la variable dépendante. Néanmoins, les
coefficients relatifs au niveau de vie et à la taille du
ménage sont statistiquement significatifs, et
conduisent à une estimation du paramètre d’échelle de 0,55. Deuxièmement, par contre, les coefficients
inhérents à la proportion des enfants dans le ménage
ne sont pas significatifs. Par conséquent, l’estimation
des paramètres 0-4 et 5-14, indiquant l’équivalence
entre les enfants et les adultes selon les âges spécifiés,
s’avère impossible. De ce fait, dans le cas mauritanien
en 1990, l’échelle d’équivalence exprimée par
l’équation [1] se réduit à n27. Troisièmement, il
importe de souligner que ce résultat a été obtenu au
prix de quelques hypothèses fortes. Dans ce contexte,
outre l’argument assez convaincant de Nicholson
selon lequel la part des dépenses alimentaires est un
indicateur imparfait du bien-être des ménages28,
plusieurs difficultés peuvent être soulevées. D’une
part, la véridicité de certaines hypothèses concernant
la fonction de coût des consommateurs n’est pas
démontrée, en particulier l’indépendance de
l’élasticité-taille de l’utilité, l’indépendance des prix
de la taille des ménages et l’absence de biens
collectifs dans ces derniers. D’autre part, les
inégalités au sein des familles fragilisent la portée des
modèles de comportement des consommateurs. Dans
ces conditions, il pourrait être opportun d’utiliser des
indicateurs spécifiques de niveau de vie pour les
différents sous-groupes qui composent les ménages29.
Dans ces conditions, la présente recherche tentera
d’appréhender le niveau de vie des ménages selon
deux hypothèses inhérentes au coefficient d’économie
21
Voir Deaton [1997] pour l’exposé de méthodes
alternatives.
22
Cette forme fonctionnelle est issue de la présentation
de Deaton [1997], elle-même fondée sur la présentation de la
forme fonctionnelle de la courbe d’Engel par Working en 1943.
Lanjouw et Ravallion [1995] utilisent une forme fonctionnelle
permettant d’obtenir directement le coefficient d’échelle . Voir
également Lachaud [1997c] pour une approche de ce type dans le
cas du Burkina Faso.
23
De ce fait, l’effet de la composition démographique du
ménage ji est distingué de l’effet de la dimension du ménage ni.
En fait, dans la présente recherche, la composition du ménage est
appréhendée par la proportion de personnes dans chaque catégorie
j. Toutefois, les résultats fondés sur le nombre de personnes dans
chaque catégorie j ne seront pas présentés.
24
Voir par exemple Deaton [1997], pp.253-54.
25
La consommation totale est déflatée par un indice de
prix spatial et un indice de prix temporel. L’indice de prix spatial
est issu de l’estimation des lignes de pauvreté régionales. Voir ciaprès.
Le test d’homogénéité =1 n’est pas significatif.
On notera la proximité de ce résultat avec celui obtenu
pour le Burkina Faso. Lachaud [1997c].
28
Nicholson [1976]. L’argument est le suivant.
Supposons qu’un enfant naisse dans un ménage sans enfant, et que
ce dernier ait une compensation telle que sont niveau de vie ne
soit pas altéré. En fait, la consommation de l’enfant est surtout
axée sur la nourriture, ce qui implique que la part des dépenses
alimentaires est à présent plus importante. En principe, selon
Engel, le niveau de vie du ménage devrait avoir baissé, ce qui
nécessite une compensation additionnelle pour maintenir le niveau
de vie du ménage en l’état. En d’autres termes, la compensation
d’Engel est une surcompensation, et l’estimation du coût des
enfants par cette méthode est trop élevée.
29
Même si la part des dépenses alimentaires constitue
un bon indicateur du niveau de bien-être moyen du ménage.
Lanjouw, Ravallion [1995]
26
27
$895(7e (7 &+2,; 0e7+2'2/2*,48(6 /( &$6 '( /$ 0$85,7$1,(
5
3
7DEOHDX 3DUDPqWUH
&±IILFLHQWV GH UpJUHVVLRQ GH O·HVWLPDWLRQ SDU OHV PRLQGUHV FDUUpV GH OD FRXUEH G·(QJHO GHV PpQDJHV
DX QLYHDX QDWLRQDO ³ 0DXULWDQLH (QVHPEOH GX SD\V
9DULDEOHV LQGpSHQGDQWHV
Constante
Log (dépense réelle par tête)3
Log taille des ménages
Education du chef de ménage4
Primaire
Secondaire
Supérieur
Démographie5
Enfants — <5 ans
Enfants — 5-14 ans
Adultes — 15-60 ans
Statut matrimonial du chef de ménage
Marié
Sexe du chef de ménage
Homme
W
VLJ
1,47097*
-0,05915*
-0,02681*
-22,158
-10,843
-2,167
0,000
0,000
0,030
-0,08483*
-0,13788*
-0,09849**
-3,585
-5,403
-2,354
0,000
0,000
0,018
-0,02361
-0,01837
-0,10016*
-0,506
-0,405
-2,650
0,612
0,685
0,008
-0,00915
-0,540
0,589
0,01557
0,957
0,338
0,1585
28,16950 (0,000)
1443
R² ajusté
F (sig F)
N
(1) La variable dépendante est la proportion des dépenses alimentaires dans la dépense totale des ménages — seuls les ménages ayant une dépense alimentaire positive ont
été considérés ; (2) Probabilité «two-tailed» que le cœfficient soit égal à zéro. Le t est le rapport entre le et l’erreur-type ; (3) Il s’agit du rapport de la dépense totale réelle
— dépense totale nominale déflatée par l’indice des lignes de pauvreté régionales — sur la taille des ménages ; (4) Base = sans instruction ; (5) Les variables inhérentes à
la démographie sont fondées sur la proportion de personnes dans chaque catégorie. Pour éviter les problèmes de singularité, les personnes de plus de 60 ans sont exclues.
Note : * = significatif à 5 pour cent au moins ; ** = significatif entre 5 et 10 pour cent.
Source : A partir des bases de données de l’enquête sur les conditions de vie des ménages 1990.
d’échelle. D’une part, en admettant l’absence
d’économies d’échelle, = 1. D’autre part, en
suggérant qu’un coefficient = 0,55 obtenu avec la
méthode d’Engel représente une hypothèse de travail
acceptable. Il est à noter que l’existence d’économies
d’échelle est probablement liée au moindre coût
relatif des enfants, comparativement aux adultes. En
d’autres termes, le coefficient capte, en partie,
l’effet de la structure par âge des ménages quant à
l’utilisation des ressources.
indifféremment. Cela implique que la ligne de
pauvreté ait un pouvoir d’achat déterminé par rapport
aux biens considérés.
Dans ce contexte, parmi les options proposées
— et discutées —, dans les pays en développement
l’approche de la pauvreté absolue est la plus utilisée,
bien qu’elle suscite également beaucoup de
controverses30. Une ligne de pauvreté absolue traduit
30
3DXYUHWp HW FRW GHV EHVRLQV GH EDVH
$
&RQFHSW HW PpWKRGH
La fixation du seuil de pauvreté constitue
également une tâche difficile. En effet, la ligne de
pauvreté représente le coût monétaire nécessaire pour
acquérir un niveau de vie au-delà duquel on considère
que les individus ou les ménages ne sont pas pauvres.
Cela permet ensuite d’effectuer des comparaisons de
pauvreté, c’est-à-dire d’indiquer l’importance relative
de la pauvreté pour les membres d’un groupe donné
— régions ou secteurs d’un pays, même population à
des dates différentes, etc. En fait, lorsqu’il s’agit
d’effectuer des comparaisons de pauvreté visant à
appuyer l’élaboration des politiques économiques,
l’un des principes de base doit être la cohérence avec
les objectifs inhérents à ces dernières. Ainsi, s’il
s’agit de réduire la pauvreté en accroissant la
consommation des besoins de base des individus,
deux individus ou deux ménages — à une date donnée
ou à des dates différentes — ayant les mêmes
capacités de consommation doivent être traités
L’approche de la pauvreté relative consiste à fixer une
ligne de pauvreté qui équivaut à une proportion déterminée soit de
la consommation ou du revenu moyen du groupe, soit de la
distribution des ménages ordonnés selon l’indicateur de bien-être.
Par exemple, on peut prendre comme ligne de pauvreté les deux
tiers ou les 50 pour-cent de la moyenne de la consommation par
tête. On peut également considérer que les pauvres constituent les
30 pour-cent du bas de la distribution de l’indicateur de niveau de
vie. En fait, cette approche a suscité plusieurs critiques indiquant
son caractère inadapté dans les pays en développement. D’une
part, les comparaisons selon les pays suggèrent que les lignes de
pauvreté en termes réels tendent à s’élever avec la croissance de
la consommation, sauf dans les pays en développement où
l’évolution est très faible. De ce fait, la notion de pauvreté absolue
— où la ligne de pauvreté n’évolue pas avec le niveau de vie —
semble plus appropriée dans les pays les moins avancés, tandis
que la pauvreté relative apparaît plus adaptée dans les pays
industrialisés. D’autre part, lorsque la ligne de pauvreté équivaut
à une proportion fixe de la consommation moyenne, il s’ensuit une
proportionnalité de la variation de la ligne de pauvreté avec le
niveau de vie moyen. Par exemple, une élévation de 30 pour-cent
de la consommation moyenne induit un rehaussement de 30 pourcent de la ligne de pauvreté. Dans ces conditions, la mesure de la
pauvreté dépend uniquement de la structure des inégalités
relatives. Si toutes les consommations croissent au même taux, la
pauvreté mesurée ne variera pas. De même, si l’inégalité est
identique pour deux groupes, ces derniers auront la même
pauvreté, même si le bien-être est meilleur dans l’un des groupes.
Par ailleurs, l’approche en termes de pauvreté subjective n’est pas
examinée. Dans ce cas, il s’agit de reconnaître que la ligne de
un seuil de bien-être déterminé en termes de
l’indicateur du niveau de vie utilisé, et fixé dans le
domaine de comparaison de la pauvreté. De ce fait,
les comparaisons de pauvreté absolue classeront
comme «pauvres» ou «non pauvres» deux individus
ayant le même niveau de consommation réelle, quels
que soient le lieu et le temps considérés. A cet égard,
plusieurs méthodes peuvent être utilisées en fonction
des objectifs recherchés, et surtout de la disponibilité
des données.
En premier lieu, des approches pragmatiques
sont parfois mises en oeuvre compte tenu de
l’imperfection des informations, notamment celles
relatives aux prix. Tout d’abord, la méthode de
l’énergie nutritive consiste à fixer des besoins
énergétiques en calories par individu, puis à trouver le
niveau de la dépense ou du revenu auquel une
personne du groupe est censée atteindre ces besoins.
Ceci peut être déterminé graphiquement ou en
estimant la relation entre les besoins énergétiques et
les dépenses de consommation ou le revenu. En
d’autres termes, la ligne de pauvreté est définie
comme le niveau de la dépense totale — alimentaire
et non alimentaire — pour laquelle une personne peut
être considérée suffisamment nourrie dans la société
prise en considération. L’intérêt de cette approche est
qu’elle ne requiert aucune information sur les prix.
Par ailleurs, elle inclut automatiquement la
composante non alimentaire de la consommation,
puisque la dépense totale pour laquelle les besoins
nutritionnels d’une personne sont censés être satisfaits
est spécifiée. En fait, cette méthode paraît adaptée
uniquement lorsqu’il s’agit de fixer une seule ligne de
pauvreté. En effet, elle tend à produire des
comparaisons de pauvreté dans le temps ou dans
l’espace incohérentes. Il en est ainsi parce que la
relation entre les besoins énergétiques et la dépense
de consommation varie selon les groupes en fonction
de différences liées aux goûts, aux niveaux d’activité,
aux prix relatifs, à la disponibilité de biens collectifs,
etc. Ainsi, par exemple, la dépense réelle pour
laquelle un résident urbain satisfait ses besoins
nutritionnels tend à être plus élevée comparativement
à un habitant des zones rurales, et ceci est vrai même
si le coût des besoins de consommation de base n’est
pas différent selon les milieux urbain et rural. De ce
fait, en pratique, il arrive fréquemment que les lignes
de pauvreté utilisées en tant que déflateurs ne
corrigent pas correctement les écarts du coût de la vie
pauvreté relève d’un jugement subjectif de la part des individus
sur ce qui constitue un niveau de vie minimum socialement
acceptable dans une société donnée. Malgré l’intérêt d’une telle
approche, cette dernière a été peu mise en oeuvre. Voir Ravallion
[1992]. Les approches en termes de pauvreté qualitative ne sont
pas considérées dans ce papier.Voir par exemple pour une analyse
comparative Carvalho, White [1997].
2&80(17 '( 75$9$,/ 12 '
auquel les pauvres doivent faire face, à cause par
exemple des différences spatiales de prix. Ceci peut
biaiser la structure et la mesure globale de la
pauvreté31. La difficulté de fixer des besoins
énergétiques en calories par individu n’a pas permis
de mettre en oeuvre cette approche dans le cas
mauritanien.
En deuxième lieu, l’approche la plus adaptée
pour fixer la ligne de pauvreté dans les pays en
développement semble être celle du coût des besoins
de base32. Schématiquement, cette approche consiste
à déterminer un panier de biens de consommation
jugé suffisant pour satisfaire les besoins de
consommation de base, et à estimer son coût pour
chacun des sous-groupes que l’on veut comparer. En
fait, la procédure d’estimation est réalisée en deux
étapes. Tout d’abord, on identifie la composition d’un
panier de biens alimentaires en fonction du modèle de
consommation d’un groupe de référence approprié —
supposé être typiquement pauvre —, par exemple les
ménages les 15 pour cent les plus pauvres de la
population nationale, ordonnés selon les dépenses
nominales par tête. Le choix du groupe de référence
est un jugement de valeur puisqu’il détermine les
modalités de fourniture de l’énergie nutritionnelle
alimentaire adéquate. A cet égard, les besoins
nutritionnels constituent un encrage important pour
déterminer les besoins alimentaires de base. Ainsi,
une personne est pauvre si elle vit dans un ménage
n’ayant pas la capacité d’acquérir le coût d’un panier
de biens alimentaires de référence, choisi pour fournir
l’énergie nutritionnelle alimentaire adéquate en
accord avec la diète de ceux qui sont supposés
pauvres. En pratique, les besoins caloriques
alimentaires sont estimés entre 2100 et 2400 calories
par personne et par jour. De ce fait, les quantités de
biens du panier de référence sont ajustées à la hausse
ou à la baisse — tout en maintenant les mêmes
quantités relatives — jusqu’à ce que le besoin
calorique alimentaire soit atteint. Ayant sélectionné le
panier de biens, on procède à une évaluation aux prix
locaux de chaque région afin d’élaborer une ligne de
31
Voir Bidani, Ravallion [1994] sur ce point. Une
variante de cette méthode consiste à diviser le coût de la
composante alimentaire de la ligne de pauvreté par la part de la
consommation alimentaire dans la dépense totale de certains
ménages censés être pauvres au sein d’un groupe donné — par
exemple, les 20 pour-cent les plus pauvres. Mais, l’incertitude de
cette approche provient du fait qu’il existe des différences quant
à la consommation moyenne réelle selon les groupes ou dans le
temps. En effet, les groupes ayant la moyenne la plus élevée — y
compris les 20 pour-cent les plus pauvres — tendront à avoir une
plus faible part quant à la consommation alimentaire, ce qui
conduit à fixer une ligne de pauvreté plus élevée.
32
Cette méthode est explicitée et illustrée, par exemple,
par Bidani, Ravallion [1994].
$895(7e (7 &+2,; 0e7+2'2/2*,48(6 /( &$6 '( /$ 0$85,7$1,(
7
3
pauvreté alimentaire par région33. Ensuite, il s’agit de
déterminer la part des dépenses non alimentaires.
Malheureusement, la procédure précédente ne peut
être reproduite, à cause notamment de l’insuffisance
des données en matière de prix non alimentaires. Dans
ce contexte, une approche intéressante, bien que
normative, consiste à définir un bien «non alimentaire
de base» comme étant celui qu’une personne souhaite
suffisamment pour renoncer au bien «alimentaire de
base». Par conséquent, la composante non alimentaire
de la ligne de pauvreté est estimée par la valeur
escomptée de la dépense non alimentaire d’un ménage
juste capable de satisfaire ses besoins alimentaires34.
Ainsi, pour un groupe donné, la ligne de pauvreté
globale est obtenue en ajustant à la hausse la ligne de
pauvreté alimentaire d’un montant équivalent à la part
estimée du budget non alimentaire en vigueur en ce
qui concerne la ligne de pauvreté35.
S’agissant de la Mauritanie, les différentes
études de l’Office national de la statistique ont adopté
une approche en termes de pauvreté absolue. En effet,
lors de la première enquête sur les conditions de vie
des ménages en 1987-88, on a considéré que, faute de
temps et d’informations, il était préférable d’utiliser
les seuils généraux de pauvreté de la Banque
mondiale, respectivement, 370 dollars et 275 dollars
— en prix constants de 1985 — par tête et par an. Ces
deux seuils sont censés représenter, respectivement,
les «pauvres» et les «pauvres extrêmes»36. Par la suite,
ces seuils ont été convertis en ouguiyas constants de
1988 au taux de change approximatif de 1 dollar = 75
ouguiyas, et en utilisant un taux d’inflation de 17,7
pour cent entre 1985 et 1988. De ce fait, en 1988, le
seuil de pauvreté en Mauritanie a été estimé à 32 800
ouguiyas par tête et par an, alors que la ligne de
pauvreté extrême s’élevait à 24 400 ouguiyas par tête
et par an. Par ailleurs, afin de préserver les
possibilités de comparaison, ces seuils de pauvreté ont
été actualisés lors de l’enquête auprès des ménages de
1995-96 en considérant que l’inflation a augmenté de
64,2 pour cent entre 1988 et 1995. De ce fait, en
Mauritanie, en 1995-96, le seuil de pauvreté est
estimé à 53 841 ouguiyas par tête et par an, tandis que
la ligne de pauvreté extrême s’établit à 40 709
ouguiyas par tête et par an. En fait, dans la pratique,
la pauvreté est surtout appréhendée par rapport au
seuil de 370 dollars, la référence à l’extrême pauvreté
étant beaucoup moins utilisée.
En vérité, a priori, il est difficile de dire si les
lignes de pauvreté élaborées en Mauritanie conduisent
à l’élaboration de profils de pauvreté cohérents. En
effet, alors qu’un indice du coût de la vie régional a
été utilisé lors des enquêtes de 1988-90 pour déflater
les valeurs nominales de l’indicateur de bien-être, les
données sur les prix n’ont pas été collectées au cours
de l’investigation la plus récente — 1995-96. Selon
les informations fournies par l’Office national de la
statistique, les dépenses réelles ont été estimées sur la
base de projections de l’ancien indice de coût de la
vie régional. Dans ces conditions, le respect du
principe de cohérence quant aux comparaisons de
pauvreté demeure incertain, et il se peut, par exemple,
que deux ménages ayant le même niveau de vie soient
classés, respectivement, «pauvre» et «non pauvre» du
fait de leur localisation spatiale différente. Par
ailleurs, lors de la détermination de la ligne de
pauvreté, le choix du panier de biens essentiels
devrait s’efforcer de respecter les perceptions locales
de ce qui constitue la pauvreté. Or, en Mauritanie, il
est impossible d’affirmer si les lignes de pauvreté en
vigueur correspondent à un quelconque coût des
besoins de base, dans la mesure où elles n’ont pas été
élaborées en fonction des modèles de consommation
locaux et des besoins nutritionnels. La conversion au
taux de change et non selon les parités de pouvoir
d’achat accentue encore l’incertitude d’une telle
approche. Ces observations, montrant l’énorme
décalage entre les méthodologies précédemment
exposées et l’approche adoptée en Mauritanie,
justifient un effort particulier pour tenter de mieux
spécifier la ligne de pauvreté.
%
3DXYUHWp DOLPHQWDLUH HW QRQ
DOLPHQWDLUH
33
On peut aussi évaluer les dépenses en termes réels à
l’aide d’un indice du coût de la vie et construire une seule ligne de
pauvreté.
34
Cette approche est développée par Bidani, Ravallion
[1994].
35
Naturellement, il est souhaitable, quelle que soit
l’approche considérée, de fixer au moins deux lignes de pauvreté,
l’une relative à la l’extrême pauvreté —- non-satisfaction des
besoins nutritionnels —, l’autre prenant en compte les besoins
alimentaires et non alimentaires. Par ailleurs, il est possible de
combiner les concepts de pauvreté absolue et relative lors des
comparaisons de pauvreté. Par exemple, pour chacune de deux
dates données, on peut déterminer deux lignes de pauvreté, l’une
fixe par rapport au niveau de vie pour les deux périodes, l’autre
relative et reflétant l’évolution générale du niveau de vie.
36
Mckay, Houeibib [1992].
Ce contexte analytique explique la tentative
de la présente recherche visant à mieux fonder le seuil
de pauvreté en Mauritanie. A cet égard,
l’appréhension de ce dernier pour l’année 1990 est
réalisée en deux temps.
En premier lieu, il s’agit de déterminer une
ligne de pauvreté alimentaire fondée sur le coût des
besoins de base, conformément au principe
précédemment exposé. Tout d’abord, un groupe de
référence supposé être typiquement pauvre a été
déterminé en ordonnant les dépenses totales
nominales par tête et en choisissant le ménage
2&80(17 '( 75$9$,/ 12 )LJXUH '
(YDOXDWLRQ GX FRW GHV EHVRLQV GH EDVH QRQ DOLPHQWDLUHV
possédant les caractéristiques moyennes — taille, âge,
statut matrimonial, éducation et nationalité du chef —
des 15 pour cent les plus pauvres37. En outre, la
structure de la consommation alimentaire de ce
groupe de référence a été identifiée. Le tableau A1 en
annexe affiche la structure et l’ampleur de la
consommation des biens alimentaires par tête, ainsi
que l’équivalent en calories38. Ensuite, les besoins
nutritionnels ont constitué l’encrage quant à la
détermination des besoins alimentaires de base. Ainsi,
compte tenu de la structure par âge et par sexe de la
population mauritanienne en 1990 et des
recommandations internationales en la matière,
l’énergie nutritionnelle alimentaire adéquate moyenne
a été estimée à 2 120 calories par personne et par
jour39. Le tableau A1 en annexe montre l’ajustement
à la hausse ou à la baisse des quantités de biens du
panier de référence — tout en maintenant les mêmes
quantités relatives — jusqu’à ce que le besoin
calorique alimentaire de 2 120 calories soit atteint.
Enfin, à partir du panier de biens sélectionné, on
procède à une évaluation aux prix locaux de chaque
région afin d’élaborer une ligne de pauvreté
37
Ménage mauritanien de cinq personnes composé du
chef — 45 ans —, de l’épouse — 35 ans —, et de trois enfants de
moins de 15 ans.
38
L’équivalent en calories a été déterminé à partir de
Fao [1995].
39
Les besoins nutritionnels ont été déterminés à partir
de Fao [1995], tableau annexe 2. Voir également Fao [1992].
alimentaire par région40. Dans le cas présent, quatre
lignes de pauvreté ont été déterminées : Nouakchott,
autres villes, rural fleuve et rural autre — région de
référence. De ce fait, une personne est pauvre si elle
vit dans un ménage n’ayant pas la capacité d’acquérir
le coût d’un panier de biens alimentaires de référence,
choisi pour fournir l’énergie nutritionnelle alimentaire
adéquate de 2 120 calories par jour. Selon cette
approche, en 1990, les lignes nominales de pauvreté
alimentaire sont de 23 979, 22 522, 25 043 et 25 164
ouguiyas par tête et par an, respectivement, dans le
rural autre, le rural fleuve, les autres villes et
Nouakchott.
En deuxième lieu, l’évaluation de la part des
dépenses non alimentaires nécessite une méthode
d’investigation différente, notamment à cause de
l’insuffisance des données en matière de prix non
alimentaires. A cet égard, une option possible — bien
que normative — consiste à définir un bien «non
alimentaire de base» comme étant celui que l’on
souhaite suffisamment pour renoncer au bien
«alimentaire de base»41. En d’autres termes, il s’agit
de déterminer le niveau de la dépense non alimentaire
40
Le prix du mil est déterminé selon les données
régionales, alors que pour les autres biens — sauf ceux de la
région de référence —, un indice du coût régional de la vie a été
utilisé. Voir McKay, Houeibib [1992]
41
En outre, l’hétérogénéité des goûts et les erreurs de
mesure peuvent amplifier la variation de la structure des dépenses
pour tout niveau de consommation.
$895(7e (7 &+2,; 0e7+2'2/2*,48(6 /( &$6 '( /$ 0$85,7$1,(
9
3
7DEOHDX &±IILFLHQWV GH UpJUHVVLRQ GHV HVWLPDWLRQV SDU OHV PRLQGUHV FDUUpV GHV FRXUEHV G·(QJHO GHV PpQDJHV
VHORQ OHV UpJLRQV ³ 0DXULWDQLH 1RXDNFKRWW
W
Constante
Log (depense/coût besoins alimentaires)3
[Log (depense/coût besoins alimentaires)]²
Education chef de ménage4
Primaire
Secondaire
Supérieur
Démographie5
Enfants — <5 ans
Statut matrimonial chef de ménage
Marié
Sexe chef de ménage
Homme
$XWUHV YLOOHV
W
$XWUH UXUDO
W
W
0,53291*
0,10260*
-0,02504*
5,343
5,403
-5,981
0,70606*
0,10539*
-0,04433*
7,764
5,156
-7,702
0,88393*
0,09119*
-0,02876*
10,309
6,280
-4,927
0,78919*
0,05427*
-0,02868*
16,125
4,428
-7,059
-0,06171*
-0,12207*
-0,10541**
-1,982
-3,650
-1,900
-0,10302*
-0,11685*
-0,16264
-2,303
-2,433
-1,362
-0,00013
-0,12685
0,17617
-0,002
-0,982
1,112
0,01369
-0,05816
-0,00639
0,130
-0,639
-0,071
0,13930
0,07511
0,04822
1,265
0,696
0,471
0,03358
0,05982
-0,10362
0,284
0,544
-1,065
-0,01116
0,00806
-0,14084
-0,084
0,075
-1,495
0,01732
0,10444
-0,04635
0,241
1,678
-0,795
0,01664
0,649
0,02549
0,600
-0,03492
-0,684
0,00248
0,076
-0,04392**
-1,814
0,02217
0,513
-0,01051
-0,213
0,01044
0,318
0,1500
7,9539 (0,000)
395
R² ajusté
F (sig F)
N
5XUDO IOHXYH
0,0816
6,3454 (0,000)
602
0,1965
5,9160 (0,000)
202
0,2556
10,4126 (0,000)
275
(1) La variable dépendante est la proportion des dépenses alimentaires dans la dépense totale des ménages ; (2) Probabilité «two-tailed» que le cœfficient soit égal à zéro.
Le t est le rapport entre le et l’erreur-type ; (3) Il s’agit du rapport de la dépense totale — alimentaire et non alimentaire — sur le coût du panier de biens des besoins
nutritionnels de base ; (4) Base = sans instruction ; (5) Les variables inhérentes à la démographie sont fondées sur la proportion de personnes dans chaque catégorie. Pour
éviter les problèmes de singularité, les personnes de plus de 60 ans sont exclues.
impliquant une substitution en termes de biens de
base inhérents à la ligne de pauvreté alimentaire. En
vérité, une plage de niveaux de consommation
correspond probablement à ce processus de
substitution, les plus pauvres ayant également des
dépenses non alimentaires, parfois relativement
importantes. Par conséquent, il semble plus adéquat
de déterminer la valeur escomptée des dépenses non
alimentaires effectuées par un ménage juste en mesure
de satisfaire ses besoins alimentaires42. En admettant
que le bien non alimentaire soit un bien normal, cette
valeur correspondra également à la dépense minimale
de biens non alimentaires des ménages capables
d’acquérir le panier alimentaire de base. La figure 1
illustre cette approche. Supposons que les dépenses
alimentaires s’accroissent avec les dépenses totales de
consommation des ménages, et que, conformément à
la loi d’Engel, l’élasticité de la demande de biens
alimentaires soit inférieure à l’unité. De plus,
supposons l’existence d’un montant unique de
dépenses nécessaire pour satisfaire les besoins
nutritionnels — ligne de pauvreté alimentaire Zf. A
cet égard, parmi les ménages capables d’atteindre
leurs besoins nutritionnels, le plus faible niveau des
dépenses non alimentaires — impliquant une
substitution des biens alimentaires de base — est
donné par le segment AB. Ce dernier représente le
montant des dépenses non alimentaires de base, et la
ligne de pauvreté totale — biens alimentaires et non
alimentaires — est Z — soit, Zf + AB.
42
Nous suivons l’approche de Ravallion, Bidani [1994].
Dans ce contexte, l’estimation économétrique
d’une relation entre la part des dépenses alimentaires
dans la dépense totale et le log du ratio de la dépenses
totale — alimentaires et non alimentaires — au coût
des besoins de base, y compris la prise en compte
d’autres variables appropriées, permet de déterminer
AB. Ainsi, pour le ménage i situé dans la région j, il
vient :
VLM
M
OQ\ ] >OQ\ ] @ò
I
M
LM
DXWUHV YDULDEOHV
I
M
M
LM
M
>@
où sij représente la part des dépenses alimentaires dans
la dépense totale yij, alors que zfj est le coût des
besoins alimentaires de base et que et sont des
paramètres à estimer. La constante j mesure la part
des dépenses alimentaires moyennes des ménages
justes en mesure d’obtenir les besoins de base
nécessaires, c’est-à-dire lorsque yij = zfj — plus,
éventuellement, des éléments inhérents aux autres
variables. Par ailleurs, on montre que la ligne de
pauvreté totale est obtenue en ajustant vers le haut la
ligne de pauvreté alimentaire, l’accroissement
proportionnel étant donné par la part estimée des
dépenses non alimentaires correspondant au seuil de
pauvreté alimentaire, soit43 :
43
Soit Df= dépenses alimentaires. Il vient Df/yij = j si
yij = zfj — en l’absence d’autres variables. De ce fait, les dépenses
alimentaires Df sont données par jyij = zfj j, et les dépenses non
alimentaires par zfj - zfj j. La ligne de pauvreté est zj = zfj + (zfj zfj j) = zfj(2 - j). Dans ce contexte, à la suite de Ravallion et
Bidani, on remarque que cette approche ne suppose pas que les
non pauvres dépensent suffisamment pour acquérir le panier de
biens adéquat en termes nutritionnel, ce qui supposerait une ligne
2&80(17 '( 75$9$,/ 12 '
]M
I
]
M
M
>@
Dans l’équation [4], j = j + jrv + j`k + jØ
+'jÜ, où, pour les 15 pour-cent les plus pauvres : (i)
rv = niveaux moyens d’éducation — v = 2 à 4;(ii) `k
= proportions moyennes des classes d’âge — k = 1 à
3 ; (iii) Ø = situation moyenne par rapport au
mariage — 1 = marié ; (iv) Ü = situation moyenne par
rapport au sexe — 1 = homme.
Le tableau 2 présente, pour chaque région de
la Mauritanie, les estimations des coefficients de
régression des courbes d’Engel — relation [3].
Compte tenu de la relation [4], les lignes de pauvreté
totale — alimentaire et non alimentaire — s’élèvent
à 28 674, 27322, 32400 et 35791 ouguiyas par tête et
par an, respectivement, dans le rural autre, le rural
fleuve, les autres villes et Nouakchott44.
Par conséquent, la présente recherche
considère que ces niveaux de dépenses des ménages
par tête et par an sont susceptibles de représenter des
seuils de pauvreté régionaux adéquats pour
appréhender la pauvreté en Mauritanie en 1990. Ces
seuils relatifs peuvent être interprétés comme des
déflateurs permettant d’établir la comparabilité de
bien-être des dépenses nominales selon les différentes
régions.
&KRL[PpWKRGRORJLTXHV
HWSDXYUHWpPRQpWDLUH
Les éléments d’analyse précédents conduisent
à examiner l’impact des choix méthodologiques quant
à l’appréhension de la pauvreté.
,PSDFW GH GLIIpUHQWV VHXLOV GH SDXYUHWp
Le tableau 3 présente les profils de pauvreté
en fonction de différents seuils de pauvreté, et appelle
plusieurs commentaires.
En premier lieu, il apparaît que l’ampleur de
la pauvreté en Mauritanie est moins élevée que ne le
suggèrent les analyses habituelles. En effet, malgré la
prise en considération de deux lignes de pauvreté —
pauvreté et pauvreté extrême — issues des seuils
internationaux précédemment indiqués, la référence
implicite ou explicite est généralement effectuée par
rapport au seuil le plus élevé — 370 dollars ou 35 621
ouguiyas en 199045. Dans ces conditions, il en résulte
de pauvreté plus élevée où zf coupe le courbe de dépenses
alimentaires sur la figure 1. Cette approche stipule seulement
qu’une personne n’est plus pauvre si elle est en mesure d’acheter
le panier de biens de base indiqué.
44
Voir le tableau A1 en annexe pour les lignes de
pauvreté alimentaires.
45
Voir notamment Banque mondiale [1997].
une incidence de la pauvreté de 51,4 pour-cent en
termes de ménages en 1990. Or, la nouvelle approche
de la pauvreté, déterminée par rapport au coût des
besoins de base, montre qu’en Mauritanie 41,5 pourcent seulement des ménages étaient pauvres en 1990.
A cet égard, il est intéressant de remarquer que cette
incidence de la pauvreté est très proche de celle qui
est obtenue avec le seuil d’extrême pauvreté — 40,5
pour-cent46. De même, l’appréhension de la pauvreté
en termes d’individus conduit à des observations
d’ensemble comparables. Le seuil de pauvreté
international de 370 dollars suggére qu’en 1990 55,4
pour-cent des individus étaient pauvres, alors que la
nouvelle approche de la pauvreté conduit à une
estimation de 44,3 pour-cent, ampleur très proche de
ce qui prévalait avec le seuil de pauvreté extrême de
275 dollars — 43,8 pour-cent. Ajoutons que les autres
mesures de la pauvreté — FGT avec >0 ; mesures de
Clark et de Watts — présentées au tableau 3 et A2 en
annexe affichent des résultats cohérents avec les
précédentes observations. Ainsi, cette première
observation met en évidence l’importance d’une
réflexion conceptuelle préalable à la détermination du
seuil de pauvreté, tant en ce qui concerne les
comparaisons internationales qu’en termes de
politiques économiques.
En deuxième lieu, l’impact de la nouvelle
ligne de pauvreté apparaît davantage lors de l’examen
du profil de pauvreté. Premièrement, le nouveau seuil
de pauvreté suggère une plus grande incidence
relative de la pauvreté rurale par rapport à la pauvreté
urbaine. En effet, l’approche en termes des besoins de
base affiche une incidence de la pauvreté de 60,6 et
17,5 pour-cent, respectivement, en milieux rural et
urbain, soit un ratio de 3,5. Or, les deux seuils
internationaux habituellement utilisés impliquent de
ratio de 2,0 pour la pauvreté et de 2,5 pour la pauvreté
extrême. Dans ces conditions, en termes d’incidence,
la pauvreté rurale en Mauritanie contribuerait à plus
de 80 pour-cent à la pauvreté nationale, contre
seulement 70 à 75 pour-cent selon les approches
usuelles. Par ailleurs, alors que la part des revenus
moyens des pauvres ruraux en termes du seuil de
pauvreté varie peu selon la ligne de pauvreté
considérée, les autres mesures de la pauvreté
accentuent aussi la précarité relative des zones rurales
par rapport au milieu urbain. S’agissant des régions,
la nouvelle ligne de pauvreté accroît, fort
logiquement, l’ampleur relative de la pauvreté rurale.
A cet égard, comme précédemment, bien que le ratio
46
Ce résultat était attendu compte tenu de la proximité
des seuils de pauvreté extrême et de la nouvelle pauvreté. En
outre, on observe que le revenu moyen des pauvres en termes de
la ligne de pauvreté varie selon cette dernière — respectivement,
46,7 et 45,1 pour-cent.
$895(7e (7 &+2,; 0e7+2'2/2*,48(6 /( &$6 '( /$ 0$85,7$1,(
11
3
7DEOHDX 0HVXUHV
GH OD SDXYUHWp GDQV OHV PpQDJHV VHORQ GLYHUV SDUDPqWUHV ³ IDFWHXU G·pFKHOOH
PHVXUHV ³ )*7
/LJQH GH SDXYUHWp
3DUDPqWUH
HW
³
3DXYUHWp VHXLO LQWHUQDWLRQDO
,QFLGHQFH
3URIRQGHXU
HW DSSURFKHV GH OD SDXYUHWp ³ 0DXULWDQLH 8OWUD SDXYUHWp VHXLO LQWHUQDWLRQDO
,QFLGHQFH
3URIRQGHXU
3DXYUHWp FRW GHV EHVRLQV GH
EDVH
,QFLGHQFH
3URIRQGHXU
³ 1
PpQDJHV
9DOHXU &RQ 9DOHXU &RQ 9DOHXU &RQ 9DOHXU &RQ 9DOHXU &RQ 9DOHXU &RQ
3
WULEX
3
WULEX
3
WULEX
3
WULEX
3
WULEX
3
WULEX
WLRQ
WLRQ
WLRQ
WLRQ
WLRQ
WLRQ
6H[H FKHI GH PpQDJH
Homme
Femme
51,6
50,9
70,3
29,7
28,1
27,7
70,2
29,8
41,1
39,1
71,0
29,0
21,6
21,6
70,0
30,0
42,1
40,2
70,9
29,1
22,9
22,6
70,2
29,8
1071
460
43,1
52,9
53,4
14,4
50,1
35,6
24,0
27,8
30,1
14,7
48,5
36,8
32,8
41,5
42,9
13,9
49,8
36,3
19,2
21,0
23,6
15,2
47,3
37,5
33,2
42,1
44,8
13,7
49,4
36,9
20,2
22,2
24,9
15,2
47,4
37,4
262
745
524
34,2
44,5
55,0
64,8
59,2
3,4
34,2
38,4
18,7
5,3
24,6
25,7
27,5
34,6
32,5
4,5
36,3
35,3
18,4
5,4
31,6
34,9
41,3
52,9
52,1
4,0
34,0
36,6
19,4
6,0
21,8
20,8
20,2
26,3
24,7
5,2
38,0
33,5
18,0
5,3
31,6
36,4
43,2
52,0
49,3
3,9
34,6
37,4
18,6
5,5
22,5
22,0
21,5
27,0
25,6
5,1
38,2
33,9
17,6
5,2
79
605
549
227
71
7\SH GH PpQDJH
Monoparental
Nucléaire
Elargi
7DLOOH GX PpQDJH
Une personne
2-4 personnes
5-7 personnes
8-10 personnes
>10 personnes
6WDWXW GX FKHI GH PpQDJH VXU OH PDUFKp GX WUDYDLO
24,6
58,1
34,7
66,7
55,0
63,9
54,1
6,6
7,8
8,9
29,2
7,0
9,7
30,9
9,8
34,9
13,7
39,3
26,5
36,5
30,6
4,8
8,6
6,5
31,7
6,2
10,2
32,1
16,6
46,7
23,3
56,2
41,0
49,6
43,4
5,6
7,9
7,6
31,3
6,6
9,5
31,5
6,2
28,5
8,8
31,3
18,4
29,3
24,2
4,0
9,0
5,4
32,6
5,6
10,5
32,9
14,2
48,6
20,8
60,3
41,0
54,6
44,3
4,7
8,0
6,6
32,7
6,4
10,2
31,3
6,0
29,3
8,5
34,3
19,0
30,4
25,5
3,7
8,8
4,9
33,9
5,5
10,4
32,8
211
105
202
345
100
119
449
31,6
35,6
71,4
63,9
15,9
12,7
18,7
52,7
11,1
15,4
42,3
39,0
10,3
10,1
20,4
59,2
20,3
24,2
61,2
53,3
12,9
11,0
20,3
55,8
6,1
10,7
33,5
32,0
7,3
9,1
20,9
62,7
13,7
22,8
68,9
57,9
8,5
10,1
22,3
59,1
4,2
10,1
39,2
34,3
4,8
8,2
23,1
63,9
395
281
206
649
Urbain
Rural
33,3
65,7
28,6
71,4
12,9
39,8
20,4
79,6
21,9
55,2
23,9
76,1
8,0
32,3
16,4
83,6
17,5
60,6
18,6
81,4
6,7
35,5
12,9
87,1
676
855
Ensemble
51,4
100,0
27,9
100,0
40,5
100,0
21,6
100,0
41,5
100,0
22,8
100,0
1531
<15 ans
15-24 ans
25-34 ans
35-44 ans
45-54 ans
55-64 ans
>64 ans
60,5
51,2
48,1
51,7
53,9
53,8
58,2
47,6
17,2
12,5
7,9
6,3
4,5
4,0
-
-
48,7
40,0
36,2
40,5
40,5
45,2
46,2
48,4
17,1
11,9
7,8
6,0
4,7
4,0
-
-
48,5
40,7
37,6
40,7
41,2
46,2
49,4
47,7
17,2
12,2
7,8
6,1
4,8
4,3
-
-
3648
1566
1207
708
546
385
318
Ensemble
55,4
100,0
-
-
43,8
100,0
-
-
44,3
100,0
-
-
8378
Salarié protégé
Salarié non protégé
Indépendant non agricole
Indépendant agricole
Chômeur déclaré
Chômeur marginal
Inactif
5pJLRQ
Nouakchott
Autres villes
Rural fleuve
Rural autre
0LOLHX
$JH
6
(1) Toutes les mesures ont été multipliées par 100 ; (2) Indices de la classe Foster, Greer et Thorbecke. Ligne de pauvreté de 370 dollars — en prix constants de 1985 —
par tête et par an, soit 32 800 ouguiyas en 1988 au taux de change approximatif de 1 dollar = 75 ouguiyas et en utilisant un taux d’inflation de 17,7 pour cent entre 1985
et 1988. En tenant compte d’un taux d’inflation de 8,6 pour cent entre 1988 et 1990, la ligne de pauvreté en 1990 est estimée à 35 621 ouguiyas. (3) Indices de la classe
Foster, Greer et Thorbecke. Ligne de pauvreté de 275 dollars — en prix constants de 1985 — par tête et par an, soit 24 400 ouguiyas en 1988 au taux de change approximatif
de 1 dollar = 75 ouguiyas et en utilisant un taux d’inflation de 17,7 pour cent entre 1985 et 1988. En tenant compte d’un taux d’inflation de 8,6 pour cent entre 1988 et 1990,
la ligne de pauvreté en 1990 est estimée à 26 498 ouguiyas ; (4) Indices de la classe Foster, Greer et Thorbecke. Lignes de pauvreté calculées selon la méthode du coût des
besoins de base : 28674, 27322, 32400 et 35791 par tête et par an, respectivement, dans le rural autre, le rural fleuve, les autres villes et Nouakchott ; (5) Contribution relative
Cij ; (6) Proportion d’individus.
de pauvreté national soit quasi-identique pour
l’extrême pauvreté et la nouvelle pauvreté, une
redistribution spatiale de cette dernière est observée.
L’élévation de la pauvreté est surtout sensible dans la
région du fleuve — 68,9 pour-cent contre 61,2 pourcent —, alors qu'une baisse substantielle prévaut à
Nouakchott — 13,7 pour-cent contre 20,3 pour-cent.
D’ailleurs, dans la région du fleuve, le ratio de la
nouvelle pauvreté est presque aussi élevé que celui de
la pauvreté repérée avec le seuil de 370 dollars. En
définitive, si la pauvreté en Mauritanie est moins
élevée qu'on ne le pense habituellement, son
incidence relative en milieu rural est probablement
plus accentuée. De tels résultats présentent un réel
intérêt en termes de politiques économiques,
puisqu’ils conduisent à renforcer leur ciblage en
direction du secteur rural — notamment la région du
2&80(17 '( 75$9$,/ 12 '
fleuve —, et à accorder moins d’importance à la
capitale.
Deuxièmement, le choix d'une ligne de
pauvreté modifie également le profil de pauvreté en
termes de groupes socio-économiques. Le tableau 3
montre que, comparativement à l'extrême pauvreté, le
nouveau seuil de pauvreté accroît le ratio de pauvreté
des ménages dont le chef est indépendant agricole —
56,2 à 60,3 pour-cent —, salarié non protégé — 46,7
à 48,6 pour-cent — et chômeur, notamment chômeur
marginal — 49,6 à 54,6 pour-cent. Si, compte tenu
des résultats précédents, l'accentuation de la précarité
des indépendants agricoles est logique, on constate
que le seuil de pauvreté en termes des besoins de base
engendre également une redistribution de la pauvreté
au sein même du milieu urbain. Globalement, le
tableau 3 montre une aggravation de la pauvreté dans
les ménages gérés par un travailleur non protégé, et un
recul de cette dernière dans ceux dont le chef
appartient au segment du salariat protégé. Ce résultat
prévaut quelles que soient les mesures de la pauvreté.
Troisièmement, le seuil de pauvreté influence
peu les autres décompositions de la pauvreté. Les
ménages gérés par les femmes et ceux ayant une
structure élargie demeurent les plus touchés par la
pauvreté, quel que soit le choix effectué quant au
niveau de vie acceptable par les normes de la
société47. On note cependant que la proportion de
pauvres croît avec l’âge des individus — notamment
les plus de 45 ans — lorsque la nouvelle ligne de
pauvreté est prise en compte. L’existence de ratios de
pauvreté plus élevés en milieu rural et pour les
inactifs explique cette situation.
,PSDFW GH O
pFKHOOH G
pTXLYDOHQFH
Tester l'impact de la prise en compte d’une
échelle d’équivalence quant à l’appréhension de la
pauvreté implique préalablement plusieurs démarches
analytiques. Tout d’abord, l’approche en termes des
besoins de base appelle deux observations. D’une
part, il est à rappeler qu'une échelle d’équivalence de
0,55 a été déterminée à l'aide d'une estimation de la
courbe d'Engel48. Compte tenu de la valeur de cette
échelle d’équivalence, les lignes de pauvreté
alimentaire régionales ont été à nouveau évaluées. A
cet égard, le tableau A1 en annexe montre que le
47
Toutefois, la statistique t = 0,6909 signifie que l’écart
de ratio de pauvreté n’est pas statistiquement significatif à 5 pourcent. On rappelle que t = (HF-HM)/s, où s est l’écart type, HF =
ratio de pauvreté des ménages gérés par les femmes et HM = ratio
de pauvreté des ménages gérés par les hommes. On montre que s
= [H.(1-H).(1/nF + 1/nH)], si H = ratio de pauvreté de l’ensemble
des ménages, nF = nombre de ménages gérés par les femmes et nM
= nombre de ménages gérés par les hommes. Voir Kakwani
[1990], Ravallion [1992].
48
Voir tableau 1.
coefficient d’équivalence de e = 0,55 a été appliqué
aux dépenses alimentaires totales du ménage de
référence — dépenses par tête multipliées par le
nombre de personne49. D’autre part, les nouvelles
lignes de pauvreté alimentaire régionales ont conduit
à une nouvelle estimation de l’équation [3] —
tableau A350 —, tandis que l’équation [4] permettait
de calculer les seuils de pauvreté régionaux inhérents
aux dépenses alimentaires et non alimentaires. Ces
derniers constituent des déflateurs permettant la
comparaison des niveaux de vie dans l’espace.
Ensuite, la considération des lignes de pauvreté
internationales a nécessité une hypothèse
supplémentaire. En effet, il a été supposé que les
seuils de pauvreté habituellement utilisés en
Mauritanie — pauvreté et extrême pauvreté —
avaient été déterminés pour le ménage moyen, c'est-àdire un ménage comportant 5,3 personnes51.
Le tableau 4 présente les résultats obtenus et
suggère plusieurs commentaires. Premièrement,
comme précédemment, l’incidence de la nouvelle
pauvreté est voisine de celle qui prévaut lorsque
l’équivalent du seuil international de 275 dollars est
pris en considération. Par ailleurs, l’échelle
d’équivalence de 0,55 ne modifie que marginalement
les mesures nationales de la pauvreté en Mauritanie.
Ainsi, l’approche des besoins de base et la prise en
compte du facteur d’échelle de 0,55 induisent une
incidence de la pauvreté parmi les ménages de 40,4
pour-cent — contre 41,5 pour-cent précédemment —,
tandis que le ratio d’extrême pauvreté est de 40,9
pour-cent — contre 40,5 précédemment. Il est à
remarquer que l’inversion de l’ampleur de ces deux
ratios52 ne modifie par la profondeur de la pauvreté
qui, quelles que soient les hypothèses
méthodologiques adoptées, demeure plus élevée avec
le nouveau seuil de pauvreté53. En outre, il apparaît
que la prise en considération du facteur d’échelle,
49
Soient pour le ménage de référence : Dr=dépenses
alimentaires par tête et tr = taille du ménage. Le coût des besoins
de base pour le ménage de référence Cr est : (Dr*tr)/(tr0,55).
50
Pour des raisons évidentes, les résultats du tableau A3
sont peu différents de ceux du tableau 2.
51
Ainsi, le niveau de vie a été calculé selon l'expression
[dépenses totales/(taille*0,55)], tandis que la ligne de pauvreté
extrême, par exemple, a été évaluée selon [(26
498*5,287)/(5,2870,55)], si 26 498 = ligne de pauvreté extrême
internationale et 5,287 =taille moyenne des ménages en
Mauritanie en 1990.
52
Le ratio d’extrême pauvreté est à présent moins élevé
que celui de la nouvelle pauvreté.
53
Ce qui a pour effet de diminuer la part des revenus
moyens des pauvres en termes de la ligne de pauvreté.
$895(7e (7 &+2,; 0e7+2'2/2*,48(6 /( &$6 '( /$ 0$85,7$1,(
13
3
7DEOHDX 0HVXUHV GH OD SDXYUHWp GDQV OHV PpQDJHV VHORQ GLYHUV SDUDPqWUHV ³ IDFWHXU G·pFKHOOH
PHVXUHV ³ )*7
/LJQH GH SDXYUHWp
3DUDPqWUH
HW
,QFLGHQFH
3URIRQGHXU
³
HW DSSURFKHV GH OD SDXYUHWp ³ 0DXULWDQLH 8OWUD SDXYUHWp VHXLO LQWHUQDWLRQDO 3DXYUHWp FRW GHV EHVRLQV GH
EDVH
,QFLGHQFH
3URIRQGHXU
,QFLGHQFH
3URIRQGHXU
³
1
PpQDJHV
9DOHXU &RQ 9DOHXU &RQ 9DOHXU &RQ 9DOHXU &RQ 9DOHXU &RQ 9DOHXU &RQ
3
WULEX
3
WULEX
3
WULEX
3
WULEX
3
WULEX
3
WULEX
WLRQ
WLRQ
WLRQ
WLRQ
WLRQ
WLRQ
6H[H FKHI GH PpQDJH
Homme
Femme
51,4
57,2
67,7
32,3
27,4
30,3
67,8
32,2
40,1
42,6
68,7
31,3
21,1
23,6
67,5
32,5
40,1
40,9
69,6
30,4
21,8
24,0
67,9
32,1
1071
460
54,6
53,6
51,7
17,6
49,1
33,3
29,0
27,4
29,3
17,5
47,1
35,4
39,7
40,4
42,2
16,6
48,1
35,3
22,9
20,5
23,2
17,9
45,7
36,4
38,5
40,1
41,6
16,3
48,4
35,3
23,2
21,2
24,0
17,7
45,9
36,4
262
745
524
54,4
52,4
53,9
55,5
43,7
5,3
39,0
36,4
15,5
3,8
33,9
30,2
26,2
28,2
22,4
6,2
42,1
33,3
14,8
3,7
41,8
42,1
39,9
41,4
35,2
5,3
40,7
35,0
15,0
4,0
29,2
24,4
19,1
20,9
16,4
6,9
44,1
31,4
14,2
3,5
40,5
41,5
40,3
41,4
28,2
5,2
40,6
35,8
15,2
3,2
29,5
25,0
19,9
21,4
16,7
6,8
44,0
31,8
14,1
3,4
79
605
549
227
71
7\SH GH PpQDJH
Monoparental
Nucléaire
Elargi
7DLOOH GX PpQDJH
Une personne
2-4 personnes
5-7 personnes
8-10 personnes
>10 personnes
22,7
63,8
36,6
66,7
57,0
66,4
57,5
5,9
8,2
9,1
28,3
7,0
9,7
31,7
8,0
35,9
13,7
38,9
27,1
37,5
32,2
3,9
8,7
6,4
31,0
6,3
10,3
33,4
11,4
49,5
22,9
56,2
41,0
54,6
45,4
3,8
8,3
7,3
31,0
6,5
10,4
32,6
6,3
28,8
8,5
31,0
19,3
29,3
25,6
3,4
9,0
5,1
32,0
5,8
10,4
34,9
11,4
45,7
18,8
58,8
39,0
55,5
44,5
3,9
7,8
6,1
32,8
6,3
10,7
32,4
4,9
28,9
7,9
33,1
19,1
30,4
26,3
3,0
8,8
4,6
33,1
5,5
10,5
34,3
211
105
202
345
100
119
449
33,7
37,7
70,2
66,1
16,4
13,0
17,8
52,8
10,9
15,0
43,0
40,0
9,9
9,7
20,5
59,9
19,2
22,1
62,6
55,3
12,1
9,9
20,6
57,3
5,8
9,9
34,7
32,7
6,9
8,3
21,4
63,5
12,2
19,6
68,0
57,8
7,8
8,9
22,7
60,7
3,8
9,1
39,6
34,2
4,4
7,5
23,6
64,5
395
281
206
649
Urbain
Rural
35,4
67,1
28,6
71,4
12,9
39,8
20,4
79,6
20,4
57,1
22,0
78,0
7,5
33,2
15,1
84,9
15,2
60,2
16,7
83,3
6,0
35,5
11,8
88,2
676
855
Ensemble
53,1
100,0
28,3
100,0
40,9
100,0
21,9
100,0
40,4
100,0
22,5
100,0
1531
<15 ans
15-24 ans
25-34 ans
35-44 ans
45-54 ans
55-64 ans
>64 ans
56,1
47,2
46,9
50,6
52,8
54,5
60,6
46,7
16,8
12,9
8,1
6,5
4,8
4,4
-
-
43,0
35,2
33,7
37,9
39,2
43,6
49,4
47,0
16,5
12,2
8,1
6,4
5,0
4,7
-
-
41,6
34,4
34,5
36,7
38,1
45,2
50,6
46,3
16,4
12,7
7,9
6,3
5,3
4,9
-
-
3648
1566
1207
708
546
385
318
Ensemble
52,5
100,0
-
-
39,8
100,0
-
-
39,1
100,0
-
-
8378
Salarié protégé
Chômeur déclaré
Chômeur marginal
Inactif
5pJLRQ
Nouakchott
Autres villes
Rural fleuve
Rural autre
0LOLHX
$JH
6
par an et par an, soit 32 800 ouguiyas en 1988 au taux de change approximatif de 1 dollar = 75 ouguiyas et en utilisant un taux d’inflation de 17,7 pour cent entre 1985 et
1988. En tenant compte d’un taux d’inflation de 8,6 pour cent entre 1988 et 1990, la ligne de pauvreté en 1990 est estimée à 35 621 ouguiyas. Par la suite, en tenant compte
du facteur d’échelle de 0,55, la ligne d’ultra pauvreté est de 75362 ouguiyas par an et par équivalent adulte (3) Indices de la classe Foster, Greer et Thorbecke. Ligne de
pauvreté de 275 dollars — en prix constants de 1985 — par tête et par an, soit 24 400 ouguiyas en 1988 au taux de change approximatif de 1 dollar = 75 ouguiyas et en
utilisant un taux d’inflation de 17,7 pour cent entre 1985 et 1988. En tenant compte d’un taux d’inflation de 8,6 pour cent entre 1988 et 1990, la ligne de pauvreté en 1990
est estimée à 26 498 ouguiyas. Par la suite, en tenant compte du facteur d’échelle de 0,55, la ligne d’ultra pauvreté est de 56 061 ouguiyas par an et par équivalent adulte ;
(4) Indices de la classe Foster, Greer et Thorbecke. Lignes de pauvreté calculées selon la méthode du coût des besoins de base : 58280, 54292, 64450 et 71042 par équivalent
adulte et par an, respectivement, dans le rural autre, le rural fleuve, les autres villes et Nouakchott ; (5) Contribution relative Cij ; (6) Proportion d’individus.
d’une part, rehausse les mesures de la pauvreté liées
au seuil international de 370 dollars et, d’autre part,
réduit la pauvreté appréhendée par rapport aux
individus. En effet, en présence d’économies
d’échelle et selon l’approche en termes des besoins de
base, 39,1 pour-cent des mauritaniens sont pauvres.
Or, l’absence d’économies d’échelle dans les ménages
suggère que 44,3 pour-cent des individus sont
pauvres, ce rehaussement étant surtout attribuable aux
plus jeunes. La figure 2 met en évidence dans quelle
mesure l’approche des besoins de base et
l’introduction d’une échelle d’équivalence influencent
les mesures de la pauvreté en Mauritanie.
Deuxièmement, la prise en compte du facteur
d’échelle modifie quelque peu les profils de pauvreté.
Tout d’abord, on constate une diminution relative de
l’incidence et de la profondeur de la pauvreté urbaine,
sauf en ce qui concerne l’équivalent de la ligne de
2&80(17 '( 75$9$,/ 12 '
)LJXUH ,QFLGHQFH GH OD SDXYUHWp VHORQ GLIIpUHQWV SDUDPqWUHV ³ 0DXULWDQLH pauvreté internationale de 370 dollars. A cet égard, les
rapports des ratios de pauvreté rurale et urbaine sont
de 4,0, 2,8 et 1,9, respectivement, pour les seuils
inhérents à la nouvelle pauvreté, à 370 dollars et 275
dollars. Ainsi, on observe que l’approche officielle de
la pauvreté en Mauritanie, fondée sur la ligne de 370
dollars, suggère que la pauvreté relative du monde
rural — en termes d’incidence — est seulement deux
fois plus élevée, comparativement aux zones urbaines,
alors que l’approche des besoins de base — compte
tenu des économies d’échelle — suggère une
proportion de un à quatre54. De plus, le tableau 4
montre que les écarts de profondeur de la pauvreté
selon le milieu sont encore plus importants. La
nouvelle ligne de pauvreté et le facteur d’échelle
indiquent que le déficit moyen de niveau de vie en
termes de la ligne de pauvreté est près de six fois plus
important en milieu rural qu’en milieu urbain, contre
seulement un écart de un à trois avec le seuil
international de 370 dollars. Dans ce contexte, il faut
souligner que la variation relative de la pauvreté selon
le milieu s’effectue au détriment du secteur rural. En
effet, le facteur d’échelle génère presque
exclusivement une réduction de la pauvreté urbaine.
Dans les régions du fleuve et le rural autre, le ratio de
la nouvelle pauvreté diminue de moins de un pourcent, contre environ deux pour-cent à Nouakchott et
les autres villes. Ces changements ont naturellement
des répercussions au niveau des différents groupes
socio-économiques, l’ampleur de la pauvreté étant
moindre pour les travailleurs non agricoles et
relativement stable pour ceux qui ont une occupation
dans l’agriculture.
Troisièmement, la prise en considération du
facteur d’échelle modifie sensiblement d’autres
aspects des profils de pauvreté. A cet égard, le résultat
le plus remarquable est l’inversion de l’ampleur de la
pauvreté selon le sexe du chef de ménage, bien que les
écarts ne soient pas statistiquement significatifs 55. En
effet, la comparaison des tableaux 3 et 4 montre à
présent que les ménages gérés par une femme sont
plus pauvres que ceux ayant un homme à leur tête. Ce
résultat prévaut quels que soient les seuils de pauvreté
considérés. Par exemple, en présence d’économies
d’échelle, le taux de pauvreté des ménages gérés par
les femmes est de 40,9 pour-cent et celui des groupes
dirigés par un homme est de 40,1 pour-cent — tableau
4. Or, en présence d’un facteur d’échelle égal à 1, ces
proportions sont, respectivement, de 40,2 et 42,1
pour-cent — tableau 356. D’ailleurs, le tableau 4
suggère que l’impact du facteur d’échelle est surtout
sensible dans les ménages monoparentaux, la plupart
du temps gérés par une femme. Ainsi, l’approche des
besoins de base montre que 33,2 pour-cent des
Le t = 0,292. Avec =1, t=1,1458.
Un résultat analogue a été mis en évidence pour le
Burkina Faso. Lachaud [1997c].
55
54
à 3,5.
Sans les économies d’échelle, la proportion est de un
56
$895(7e (7 &+2,; 0e7+2'2/2*,48(6 /( &$6 '( /$ 0$85,7$1,(
15
3
120
120
100
100
Ligne pauvreté
60
40
SEXE
20
homme
femme
0
,00
14654,42
7775,00
30373,81
22187,50
51912,86
40477,59
91764,79
67276,69
40
SEXE
20
homme
femme
0
28848,21
15881,55
63129,62
45750,64
101331,7
81861,22
175466,0
131229,8
276385,6
Niveau vie ajusté - facteur d'échelle = 0.55
&RXUEHV G·LQFLGHQFH GH OD SDXYUHWp HQ
)LJXUH &RXUEHV G·LQFLGHQFH GH OD SDXYUHWp HQ
WHUPHV GH EHVRLQV GH EDVH ³ IDFWHXU
WHUPHV GH EHVRLQV GH EDVH ³ IDFWHXU
G·pFKHOOH
G·pFKHOOH
ménages sont pauvres lorsque le niveau de vie est
évalué per capita, mais que cette proportion est
rehaussée à 38,5 pour-cent si l’on tient compte d’un
facteur d’échelle inférieur à 1.
Ce phénomène peut d’ailleurs être abordé
d’une autre manière. L’introduction d’une échelle
d’équivalence réduit la pauvreté dans les ménages
ayant une taille élevée, et l’accroît dans ceux qui
comportent peu de membres. Par exemple, dans les
ménages ayant plus de dix personnes, l’incidence de
la nouvelle pauvreté passe de 49,3 à 28,2 pour-cent
avec l’introduction du facteur d’échelle de 0,55. Cette
tendance prévaut quels que soient les seuils de
pauvreté considérés. Les figures 3 et 4 affichent les
courbent d’incidence de la nouvelle pauvreté en
Mauritanie en 1990 selon la valeur du facteur
d’échelle et le sexe du chef de ménage. Elles montrent
nettement l’inversion des ratios de pauvreté selon le
genre en fonction de la valeur de l’échelle
d’équivalence.
Il est également important de remarquer que
l’influence du facteur d’échelle est encore plus forte
lorsque l’on prend en compte la profondeur de la
pauvreté. En effet, le rapport des mesures P1 entre les
femmes et les hommes est plus élevé que le rapport
des mesures P0 correspondantes — quel que soit le
seuil de pauvreté considéré. Ce fait suggère une plus
grande précarité en termes de revenu de certains
ménages gérés par les femmes, notamment en milieu
urbain, phénomène mis en évidence dans d’autres
pays d’Afrique au cours des années récentes57. Par
conséquent, la présente étude suggère beaucoup de
prudence quant à la relation entre le genre et la
pauvreté. Non seulement cette relation diffère selon le
milieu, mais également elle dépend des choix
méthodologiques effectués. Rappelons que selon
57
60
,00
156145,7
Niveau vie par tête - facteur d'echelle = 1
)LJXUH Ligne de pauvreté
80
Incidence de la pauvreté CBB - P0
Incidence de la pauvreté CBB - P0
80
Lachaud [1997a], [1997e].
l’approche habituelle de la pauvreté en Mauritanie —
seuil international de 370 dollars et niveau de vie per
capita —, les rapports des mesures P0 et P1 entre les
femmes et les hommes sont de 0,99 — tableau 3 —,
tandis que la nouvelle approche de la pauvreté
incorporant une échelle d’équivalence de 0,55 exhibe
un rapport de 1,02 pour P0 et de 1,10 pour P1. Bien
que ces écarts apparaissent relativement faibles, ils
inversent l’importance relative de la pauvreté selon le
genre et sont susceptibles d’influencer certaines
options de politique économique. Les figures 3 et 4,
affichant les courbes d’incidence de la nouvelle
pauvreté, illustrent les commentaires précédents.
/D G\QDPLTXH GH OD SDXYUHWp
L’appréhension de la dynamique de la
pauvreté est également influencée par les choix
méthodologiques. A cet égard, le tableau 5 présente
les comparaisons de pauvreté entre 1990 et 1996 selon
différents seuils de pauvreté et modes d’évaluation du
bien-être des ménages. Les lignes de pauvreté de 1990
ont été calculées aux prix de 1996 en considérant un
taux d’inflation de 40,9 pour-cent au cours de la
période 1990-9658. Par ailleurs, la structure des
dépenses des ménages a été harmonisée entre 1990 et
1996, l’enquête de 1996 ayant pris en compte les
dépenses inhérentes à la construction. Bien que la
taille des échantillons des deux enquêtes soit
différente — tableau 5 —, une comparaison des
niveaux de pauvreté entre 1990 et 1996 est possible.
Dans ce contexte, la prise en considération
d’une ligne de pauvreté fondée sur le coût des besoins
de base altère quelque peu la perception habituelle de
58
En fait, ils’agit de l’évolution des prix à la
consommation de Nouakchott. Les notes du tableau 5 apportent
d’autres précisions méthodologiques.
2&80(17 '( 75$9$,/ 12 7DEOHDX '
&RPSDUDLVRQV GH O·LQFLGHQFH GH OD SDXYUHWp GDQV OHV PpQDJHV HQWUH HW VHORQ GLYHUV
SDUDPqWUHV ³ IDFWHXU G·pFKHOOH
/LJQH GH SDXYUHWp
,QFLGHQFH
3DUDPqWUH
)DFWHXU G·pFKHOOH
³ HW DSSURFKHV GH OD SDXYUHWp ³ 0DXULWDQLH
8OWUD SDXYUHWp VHXLO
LQWHUQDWLRQDO
,QFLGHQFH
EDVH GpSHQVHV UpHOOHV EDVH ,QFLGHQFH
1
PpQDJHV
6H[H FKHI GH PpQDJH
Homme
Femme
51,6
50,9
43,1
35,5
-16,5
-30,3
41,1
39,1
28,2
19,9
-31,4
–49,1
42,1
40,2
29,3
20,0
-30,4
-50,2
1071
460
2558
853
24,6
58,1
34,7
66,7
55,0
63,9
54,1
19,7
26,1
34,3
58,6
22,8
41,1
-19,9
-55,1
-1,2
-12,1
-58,5
-24,0
16,6
46,7
23,3
56,2
41,0
49,6
43,4
8,2
17,0
20,9
41,1
12,2
24,4
-50,6
-63,0
-10,3
-26,9
-70,2
-43,8
14,2
48,6
20,8
60,3
41,0
54,6
44,3
7,8
17,1
19,5
44,7
10,5
24,9
-45,1
-64,8
-6,3
–25,9
-74,4
-43,8
211
105
202
345
100
119
449
241
362
445
955
153
1255
31,6
35,6
71,4
63,9
14,6
28,0
47,9
63,3
-53,8
-21,3
-32,9
-0,9
20,3
24,2
61,2
53,3
5,5
15,7
27,7
44,0
-72,9
-35,1
-54,7
-17,4
13,7
22,8
68,9
57,9
2,4
12,4
31,6
48,1
-82,5
-45,6
-54,1
-16,9
395
281
206
649
959
546
528
1378
Urbain
Rural
33,3
65,7
19,5
58,3
-41,4
-11,3
21,9
55,2
9,2
39,5
-58,0
-28,4
17,5
60,6
6,0
43,6
-65,7
-28,1
676
855
1907
1504
Ensemble
51,4
41,2
-19,8
43,8
26,1
-40,4
41,5
27,0
-34,9
1531
3411
51,4
57,2
41,2
41,3
-19,8
-27,8
40,1
42,6
26,2
23,9
-34,7
-43,9
40,1
40,9
26,3
22,6
-34,4
-44,7
1071
460
2558
853
Salarié protégé
Indépendant non agricole5
Indépendant agricole6
Chômeur déclaré
Chômeur marginal
Inactif
5pJLRQ
Nouakchott
Autres villes
Rural fleuve
Rural autre
0LOLHX
)DFWHXU G·pFKHOOH
6H[H FKHI GH PpQDJH
Homme
Femme
22,7
63,8
36,6
66,7
57,0
66,4
57,5
9,8
28,7
32,7
57,4
20,2
44,2
-56,8
-55,0
-10,7
-13,9
-64,6
-23,1
11,4
49,5
22,9
56,2
41,0
54,6
45,4
4,8
14,6
19,7
36,7
9,1
28,5
-57,9
-70,5
-14,0
-34,7
-77,8
-37,2
11,4
45,7
18,8
58,8
39,0
55,5
44,5
3,9
15,2
19,1
37,9
5,3
27,6
-65,8
-66,7
+1,6
-35,5
-86,4
-38,0
211
105
202
345
100
119
449
241
362
445
955
153
1255
33,7
37,7
70,2
66,1
11,6
27,3
49,0
64,4
-65,6
-27,6
-30,2
-2,6
19,2
22,1
62,6
55,3
3,7
14,8
28,4
44,1
-80,7
-33,0
-54,6
-20,3
12,2
19,6
68,0
57,8
1,2
10,1
32,2
45,6
-90,0
-48,5
-52,6
-21,1
395
281
206
649
959
546
528
1378
Urbain
Rural
35,4
67,1
17,3
60,2
-51,1
-10,3
20,4
57,1
7,7
39,8
-62,3
-30,3
15,2
60,2
4,4
41,9
-71,1
-30,4
676
855
1907
1504
Ensemble
53,1
41,2
-22,4
40,9
25,6
-37,4
40,4
25,4
-37,1
1531
3411
Salarié protégé
Chômeur déclaré
Chômeur marginal
Inactif
5pJLRQ
Nouakchott
Autres villes
Rural fleuve
Rural autre
0LOLHX
(1) Toutes les mesures ont été multipliées par 100 ; (2) Ligne de pauvreté de 370 dollars — en prix constants de 1985 — par an et par an, soit 32 800 ouguiyas en 1988
au taux de change approximatif de 1 dollar = 75 ouguiyas et en utilisant un taux d’inflation de 17,7 pour cent entre 1985 et 1988. En tenant compte d’un taux d’inflation
de 8,6 pour cent entre 1988 et 1990, la ligne de pauvreté en 1990 est estimée à 35 621 ouguiyas. En tenant d’un taux d’inflation de 40,9 pour cent entre 1990 et 1995-96,
le seuil de pauvreté international en 1996 est estimé à 53 841 ouguiyas. Par la suite, en tenant compte du facteur d’échelle de 0,55, la ligne d’ultra pauvreté est de 75362
ouguiyas par an et par équivalent adulte. (3) Ligne de pauvreté de 275 dollars — en prix constants de 1985 — par tête et par an, soit 24 400 ouguiyas en 1988 au taux de
change approximatif de 1 dollar = 75 ouguiyas et en utilisant un taux d’inflation de 17,7 pour ce nt entre 1985 et 1988. En tenant compte d’un taux d’inflation de 8,6 pour
cent entre 1988 et 1990, la ligne de pauvreté en 1990 est estimée à 26 498 ouguiyas. En tenant d’un taux d’inflation de 40,9 pour cent entre 1990 et 1995-96, le seuil d’ultra
pauvreté international en 1996 est estimé à 40 709 ouguiyas. Par la suite, en tenant compte du facteur d’échelle de 0,55, la ligne d’ultra pauvreté est de 56 061 ouguiyas
par an et par équivalent adulte ; (4) Ligne de pauvreté calculée selon la méthode du coût des besoins de base et ajustée par le taux d’inflation de 40,9 pour cent entre 1990
et 1995-96 : 40 402, 38 498, 45 651 et 50 430 ouguiyas par équivalent adulte et par an, respectivement, dans le rural autre, le rural fleuve, les autres villes et Nouakchott.
Par la suite, en tenant compte du facteur d’échelle de 0,55 et d’un taux d’inflation de 40,9 pour cent entre 1990 et 1995-96, la ligne de pauvreté selon les besoins de base
est de 82116 ouguiyas par an et par équivalent adulte dans le “rural autre”. Les dépenses réelles sont ajustées selon le déflateur des lignes de pauvreté de 1990 ; (5) Rural
et urbain ; (6) Y compris éleveurs et autres actifs ; (7) La prise en compte des dépenses réelles de 1996 base 1996 n’entraîne pas de différence majeure ; (8) Pondération
normalisée.
Source : A partir des bases de données des enquêtes sur les conditions de vie des ménages 1990 et 1996.
l’évolution de la pauvreté. En effet, en référence à
l’équivalent du seuil international de 370 dollars,
l’incidence de la pauvreté aurait diminué de 19,8
pour-cent entre 1990 et 1996 en Mauritanie. En fait,
$895(7e (7 &+2,; 0e7+2'2/2*,48(6 /( &$6 '( /$ 0$85,7$1,(
3
l’approche des besoins de base suggère un recul
sensiblement plus élevé de la pauvreté au cours de la
même période : -34,9 pour-cent, résultat sensiblement
inférieur à celui qui prévaut lorsque la ligne
d’extrême pauvreté est introduite — -40,4 pour-cent.
A priori, de tels écarts sont susceptibles de relativiser
l’incidence réelle en termes de réduction de la
pauvreté des meilleures performances de l’économie
mauritanienne, même si les tendances observées sont
cohérentes avec l’évolution récente du contexte
macroéconomique. En effet, entre 1990 et 1996, la
forte croissance économique — 4,8 pour cent par an
— aurait été à l’origine d’une progression annuelle du
niveau de vie par habitant de 1,9 pour-cent59. En fait,
le différentiel d’évolution de la pauvreté qui a été
constaté apparaît logique. Une étude récente montre
qu’en 1995-96, en ce qui concerne l’ensemble du
pays, l’ampleur absolue des élasticités de la pauvreté
par rapport à la dépense par tête s’accroît pour des
mesures de la pauvreté qui sont sensibles aux
transferts de revenu parmi les plus pauvres60 — ou
lorsque l’on considère la ligne d’extrême pauvreté.
Or, la ligne de nouvelle pauvreté est beaucoup plus
basse que celle correspondant au seuil international de
370 dollars. Néanmoins, comparativement à
l’évolution de l’extrême pauvreté, un écart de près de
6 points subsiste, alors que les deux seuils sont, en
moyenne, tout à fait comparables. Il est également
important de remarquer que l’étude à laquelle il est
fait allusion estime, en combinant les élasticités de la
pauvreté et les données sur les comptes nationaux,
qu’entre 1990 et 1995-96, les indices P0 de pauvreté
et d’extrême pauvreté auraient été réduits,
respectivement, de 7,4 et de 8,8 pour-cent par an. Or,
la comparaison des enquêtes de 1990 et 1996 montre
que la baisse de l’incidence de la pauvreté est évaluée
annuellement à -8,2, -9,8 et 4,3 pour-cent,
respectivement, selon les approches du coût des
besoins de base, de l’équivalent international de 275
dollars et de la référence au seuil de 370 dollars. Dans
ces conditions, les résultats des deux options
analytiques — méthode des élasticités et comparaison
de deux enquêtes — semblent plus cohérents pour les
approches liées à un seuil de pauvreté fixé assez bas,
notamment celui qui émane du coût des besoins de
base. Ainsi, il apparaît que le jugement que l’on peut
porter quant à la réduction de la pauvreté varie
sensiblement selon le niveau auquel le seuil de cette
dernière est fixé.
La prise en compte de l’échelle d’équivalence
accentue encore cette incertitude. En effet, entre 1990
17
et 1996, la pauvreté aurait diminué à présent de 37,1,
37,4 et 22,4 pour-cent selon les approches du coût des
besoins de base, de l’équivalent international de 275
dollars et de la référence au seuil de 370 dollars. En
d’autres termes, ce résultat rehausse la réduction de la
pauvreté entre 1990 et 1996 pour la nouvelle ligne de
pauvreté et le seuil international de 370 dollars, et
l’abaisse pour le seuil d’extrême pauvreté. Les
figurent 5 et 6, affichant les courbes d’incidence de la
pauvreté pour 1990 et 1996 en fonction des divers
paramètres, illustrent les commentaires précédents.
Par ailleurs, la décomposition des mesures de
la pauvreté suggère d’autres commentaires. Tout
d’abord, différentes lignes de pauvreté et modes
d’évaluation du bien-être impliquent une évolution
différenciée de la pauvreté rurale et urbaine. Par
exemple, la référence au seuil de 370 dollars par tête
montre que le taux de réduction de la pauvreté urbaine
entre 1990 et 1990 aurait été près de quatre fois plus
important que celui de la pauvreté rurale — -41,4 et
-11,3 pour-cent, respectivement. Or, l’approche des
besoins de base indique que la pauvreté urbaine aurait
diminué seulement deux fois plus que la pauvreté
rurale — -65,7 et -28,1 pour-cent, respectivement —,
résultat assez proche de ce qui prévaut quant à
l’extrême pauvreté. Il est à remarquer que, malgré ces
écarts d’évolution, les résultats obtenus sont
cohérents, la réduction de la pauvreté urbaine étant
plus importante que celle inhérente au milieu rural,
quelle que soit la ligne de pauvreté prise en compte.
De plus, il a été par ailleurs montré que les élasticités
de la pauvreté par rapport à la dépense par tête sont
plus élevées en milieu urbain que dans les zones
rurales61.
Ensuite, les écarts sont encore plus accentués
avec l’introduction du facteur d’échelle ou lorsque
l’on opère une désagrégation selon les régions. Ainsi,
la prise en considération du seuil international de 370
dollars et du niveau de vie par tête implique une
quasi-stabilisation de la pauvreté dans le «rural autre»
entre 1990 et 1996, alors que selon l’approche du coût
des besoins de base cette dernière aurait diminué de
16,9 pour-cent au cours de la même période. De la
même manière, la nouvelle ligne de pauvreté accentue
la baisse de la pauvreté urbaine, comparativement à la
pauvreté extrême, alors que l’ampleur de la réduction
de la pauvreté en milieu rural est comparable.
L’examen de l’évolution de la pauvreté selon les
59
Lachaud [1997d].
C’est-à-dire lorsque le coefficient d’aversion pour la
pauvreté augmente — si l’on prend en compte les mesures FGT.
Lachaud [1997d].
60
61
Lachaud [1997d]. Toutefois, les résultats de
l’approche en termes d’élasticités ne sont pas vérifiés lorsque la
méthode de comparaison des enquêtes est utilisée.
2&80(17 '( 75$9$,/ 12 '
80
seuil 370 $ = 53 841
70
seuil CBB = 40 402
60
50
Incidence pauvreté - P0 - %
40
30
1990 CBB prix 96
20
1990 prix 1996
10
1996 prix 1996
1996 base CBB
0
<22500
37000-41500
52700-55000
70000-75000
Niveau de vie par tête et par an - ouguiyas
)LJXUH &RXUEHV G·LQFLGHQFH GH OD SDXYUHWp VHORQ O·DSSURFKH GX QLYHDX GH YLH SDU WrWH FRW GHV EHVRLQV GH
EDVH HW VHXLO GH GROODUV ³ 0DXULWDQLH HW 120
100
seuil CBB = 82 116
seuil 370 $= 112 993
80
Incidence pauvreté - P0 - %
60
40
e=0.5-96 base CBB
e=0.5-90 CBB prix 96
20
e=0.5-96 prix 96
e=0.5-90 prix 96
0
56894-61654
75198-80927
102285-112165
176858-213154
Niveau de vie par équivalent et par an - ouguiyas
)LJXUH &RXUEHV G·LQFLGHQFH GH OD SDXYUHWp DYHF IDFWHXU G·pFKHOOH GH FRW GHV EHVRLQV GH EDVH HW VHXLO
GH GROODUV ³ 0DXULWDQLH HW groupes socio-économiques s’inscrit dans le cadre des
tendances précédemment notées.
Enfin, l’appréhension de l’évolution de la
pauvreté selon le genre dépend également de la ligne
de pauvreté et du facteur d’équivalence. Au cours de
la période 1990-96, la diminution de la pauvreté des
ménages gérés par une femme est de 30,3 pour-cent si
la référence est l’équivalent de 370 dollars, mais de
50 pour-cent environ lorsque les autres approches de
la pauvreté sont considérées. En outre, dans le
premier cas, la réduction de la pauvreté des ménages
ayant à la tête une femme a été deux fois plus rapide
$895(7e (7 &+2,; 0e7+2'2/2*,48(6 /( &$6 '( /$ 0$85,7$1,(
19
3
que celle des ménages gérés par un homme. Or, dans
le second cas, la proportion est d’environ 1,6. Par
ailleurs, la prise en compte de l’échelle d’équivalence
de 0,55 réduit considérablement non seulement la
baisse de la pauvreté des ménages gérés par une
femme — -44,7 pour-cent contre -50,2 pour-cent
selon la méthode des besoins de base —, mais
également le différentiel d’évolution selon le genre.
En d’autres termes, l’écart de réduction de la pauvreté
selon le sexe du chef de ménage diminue
substantiellement. Cette évolution est fort logique
puisque l’échelle d’équivalence rehausse le niveau de
vie des ménages gérés par les hommes, ces derniers
comportant un nombre plus important de membres.
,QGLFDWHXUVQRQPRQpWDLUHV
HWSDXYUHWpKXPDLQH62
Les critiques formulées à l’encontre de
l’approche de la pauvreté monétaire ont conduit à
proposer une appréhension des manques en termes de
progrès social à l’aide d’indicateurs non monétaires.
%LHQrWUH HW LQGLFDWHXUV QRQ PRQpWDLUHV
L’une des critiques importantes formulées à
l’encontre des mesures de la pauvreté précédemment
exposées est fondée sur l’idée que ces dernières sont
essentiellement des indicateurs «monétaires» du
niveau de vie. De ce fait, les mesures de la pauvreté
sous-tendent une conception trop étroite du bien-être,
et il serait préférable d’utiliser des indicateurs «non
monétaires», en particulier des indicateurs sociaux
tels que l’espérance de vie, la mortalité infantile et
l’analphabétisme. Cette observation, implicite dans la
stratégie des besoins essentiels, est largement
développée dans les différents rapports du Programme
des nations unies pour le développement63. L’idée de
base est que le processus de développement doit, en
priorité, contribuer à rehausser les différentes
dimensions de l’existence humaine, et, par
conséquent, mettre l’accent sur le développement
humain. Ce dernier signifie «l’élargissement des
possibilités de choix tout autant que l’amélioration du
bien-être matériel»64. De ce fait, la pauvreté implique
«la négation des opportunités et des perspectives
fonda-mentales sur lesquelles reposent tout
développement humain, telles que la chance de vie
longue, saine, constructive, et de jouir d’un niveau de
vie décent, ainsi que la liberté, la dignité, le respect de
62
63
Ces développements s’appuient sur Lachaud [1997d].
Pnud [1997]. Cette idée est également développée par
Sen [1987].
64
Pnud [1997], p.16.
soi-même et d’autrui»65. Par ailleurs, l’appréhension
de la pauvreté en termes de développement humain
s’inscrit dans une analyse en termes de capacités, dans
la mesure où elle représente non seulement un état de
privation, mais également un manque d’opportunités
réelles qui limitent les possibilités de vie décente.
Dans ces conditions, la pauvreté est censée
représenter une absence de certaines capacités
fonctionnelles élémentaires, matérielles —
alimentation, etc. — et non matérielles —
participation, association, etc. Dans une certaine
mesure, cette approche réconcilie les pauvretés
absolue et relative, puisque les capacités sont
absolues, mais les biens nécessaires sont relatifs.
Dans ce contexte, il importe d’examiner si, en
pratique, les mesures de la pauvreté monétaire doivent
être abandonnées en faveurs d’indicateurs non
monétaires66. Il faut reconnaître que la consommation
et le revenu peuvent être mesurés de différentes
façons, et qu’au cours des dernières années des
progrès ont été réalisés pour obtenir des estimations
plus exhaustives67. En fait, si en théorie on peut
concevoir un concept monétaire de dépense ou de
revenu très large, permettant de fournir une valeur
monétaire exacte de quasiment tout concept de bienêtre68 — y compris les approches fondées sur l’utilité
et les capacités —, dans la pratique, il faut reconnaître
que, malgré les recherches récentes, les meilleurs
indicateurs «monétaires» ou «non monétaires» sont
insuffisants69. Dans ces conditions, il semble que la
prise en compte d’indicateurs non monétaires puisse
contribuer à identifier des aspects du bien-être omis
par les mesures classiques du niveau de vie70.
,QGLFDWHXUV PXOWLSOHV HW SDXYUHWp
KXPDLQH
Dans cette optique, il semble que la
crédibilité d’une analyse des états sociaux nécessite
65
Pnud [1997], p.16.
Sur ce point, voir par exemple Ravallion [1995].
67
Par exemple, en incluant dans les indicateurs de bienêtre des valeurs imputées pour le logement ou les biens durables.
68
Un tel concept devrait prendre en compte la valeur —
à des prix appropriés — de tous les biens et services consommés,
et être normalisé en fonction de différences du coût de la vie et de
différences liées à la structure des besoins du ménage - pour des
raisons démographiques, par exemple.
69
Ravallion [1995].
70
Un exemple permet de fixer les idées. Les données
d’enquêtes auprès des ménages ne permettent pas, en général,
d’appréhender les inégalités au sein du ménage, puisque la
consommation est enregistrée au niveau de ce dernier. De ce fait,
malgré l’apport des modèles théoriques quant au fonctionnement
des ménages, le modèle de décision unitaire prédomine. Par
conséquent, la prise en considération de données supplémentaires
— par exemple le statut nutritionnel des enfants, l’accès à
l’éducation ou à la santé, etc. — s’avère indispensable.
66
2&80(17 '( 75$9$,/ 12 '
une approche multidimensionnelle à l’aide d’un
ensemble d’indicateurs. En particulier, il pourrait être
opportun d’axer l’analyse autour de quatre séries
d’indicateurs, chacun ayant un rôle bien défini71 :
(i) une mesure de la pauvreté monétaire,
fondée sur les dépenses réelles par tête et couvrant
tous les biens et services commercialisés ou provenant
de sources hors marché ;
(ii) des indicateurs d’accès à des biens non
marchands pour lesquels des prix significatifs ne
peuvent être attribués, tels que l’éducation ou la santé;
(iii) des indicateurs de disparités selon le
genre ou la nutrition des enfants, et des indicateurs de
distribution au sein des ménages ;
(iv) des indicateurs relatifs à des
caractéristiques personnelles agissant en tant que
contraintes pour surmonter la pauvreté, par exemple
le handicap physique. La présente étude s’inscrit dans
cette perspective.
Néanmoins, une difficulté subsiste : comment
ordonner les états sociaux en présence d’indicateurs
multiples ? L’agrégation est une possibilité s’il existe
une base solide justifiant les relations entre les divers
indicateurs72. Précisément, le caractère multidimensionnel de la mesure du bien-être n’implique pas
nécessairement l’addition des composantes, d’autant
qu’une perte d’informations peut en résulter. Pour la
politique économique, il peut être plus important de
savoir qu’un groupe socio-économique X a des
revenus élevés, mais a un faible accès à la santé ou à
l’éducation, alors que l’inverse prévaut pour le groupe
Y.
Dans ce contexte, une approche intéressante
a été récemment proposée par le Programme des
nations unies pour le développement, afin de
permettre l’appréhension de la pauvreté humaine.
Dans la mesure où cet indicateur est utilisé dans la
présente recherche, quelques observations permettront
de fixer les idées73. Tout en reconnaissant que la
pauvreté humaine recouvre des aspects difficiles à
mesurer — notamment l’accès à certains droits
politiques et sociaux — et qu’elle dépend du contexte
— la nature de la pauvreté diffère quelque peu selon
les pays en développement ou industrialisés —,
l’indicateur composite de la pauvreté humaine — IPH
— se propose de prendre en compte les déficits dans
trois domaines jugés essentiels.
Premièrement, les déficits en termes de
longévité sont représentés par le pourcentage
d’individus risquant de mourir avant l’âge de 40 ans.
Deuxièmement, les manques dans le domaine
de l’instruction sont mesurés par le pourcentage
d’adultes analphabètes.
Troisièmement, les déficits en termes de
conditions de vie sont identifiés à l’aide d’un sous
indicateur composite, lui-même constitué de trois
variables : le pourcentage d’individus privés d’accès
à l’eau potable, le pourcentage de personnes privées
d’accès aux services de santé et celui des enfants de
moins de 5 ans souffrant de malnutrition. Il est à
remarquer que cette dernière composante évite de
recourir au critère du revenu compte tenu des
difficultés inhérentes aux comparaisons
internationales en la matière et de la plus grande
disponibilité d’indicateurs non monétaires.
Par ailleurs, afin d’ordonner les états sociaux,
le Programme des nations unies pour le
développement a choisi d’agréger les différents
indicateurs. A cet égard, l’un des problèmes
importants à résoudre est celui de la substituabilité
des composantes. A cette fin, un élément de
pondération a été introduit pour effectuer la
moyenne des indicateurs précédemment notés.
Lorsque = 1, la substituabilité des sous indicateurs
est infinie, et l’agrégat est obtenu en faisant la
moyenne arithmétique des trois éléments.
Inversement, lorsque = , la substituabilité des sous
indicateurs est nulle, ce qui implique que dans le cas
de trois composantes ayant une valeur respective de
40, 25 et 50 pour-cent, l’étendue globale de la
pauvreté est simplement de 50 pour-cent. Afin
d’éviter ces deux extrêmes et aussi de donner
davantage de poids aux domaines pour lesquels le
dénuement est le plus important, on a retenu la valeur
de = 374. D’une certaine manière, l’IPH accorde
autant d’importance à la profondeur — par exemple,
20 pour-cent d’une population touchés par des
manques dans les trois domaines à la fois — qu’à
l’étendue — 60 pour-cent concernés chacun par un
seul type de déficit75.
74
71
Ravallion [1995].
Une approche intéressante est proposée par
Chakravarty, Mukherjee, Ranade [1997].
73
Voir l’annexe technique 1 de Pnud [1997].
72
On démontre que l’élasticité de substitution entre
deux indicateurs élémentaires quelconques P() est constante et
égale à 1/(-1). De ce fait, l’élasticité est égale à 1/2. Cette valeur
de est également adoptée pour assurer la cohérence avec
l’indicateur sexospécifique de développement humain — ISDH.
75
La formule de l’IPH est alors : [(P1 + P2 + P3)/3]1/
3
3
= [(P1 + P2 + P33)/3]1/3..
$895(7e (7 &+2,; 0e7+2'2/2*,48(6 /( &$6 '( /$ 0$85,7$1,(
3
/HVGLPHQVLRQVGHODSDXYUHWp
QRQPRQpWDLUH76
L’analyse conceptuelle précédente avait
souligné que la crédibilité d’une analyse des états
sociaux nécessitait une approche multidimensionnelle.
La présente section s’inscrit dans cette perspective77.
&RQFHSWV HW PpWKRGH
Au lieu de recourir à un critère monétaire —
par exemple, la dépense des ménages — pour
ordonner les états sociaux, on peut utiliser des
d’indicateurs partiels multiples visant à appréhender
les différentes dimensions de l’existence humaine.
Dans cette optique, l’une des approches possibles
consiste à proposer une analyse en termes de manques
d’opportunités qui va au-delà d’un simple état de
privation. Telle est la démarche récente du
Programme des nations unies pour le développement,
à l’aide d’une évaluation de l’indicateur de pauvreté
humaine IPH. A cet égard, comme cela a été
précédemment indiqué, ce dernier prend en compte
les déficits en termes de longévité, d’instruction et de
conditions de vie — eau potable, accès aux services
de santé et malnutrition des enfants.
En réalité, l’intérêt d’une telle démarche ne
doit pas seulement être appréhendé par rapport à un
objectif global de mesure des manques en termes de
développement humain, surtout utile pour la politique
internationale. Mais, dans une perspective de
meilleure connaissance des fondements des politiques
nationales visant la promotion du développement
humain, la mesure non monétaire de la pauvreté —
tout comme l’évaluation de la pauvreté monétaire —,
implique la disponibilité d’informations suffisamment
désagrégées. Ainsi, même si les contraintes liées au
choix des indicateurs partiels, à la qualité des données
et à l’arbitraire des procédures d’agrégation
demeurent, il semble que, pour la Mauritanie, un
effort d’évaluation de l’indicateur de la pauvreté
humaine aux niveaux des régions et des wilayas se
révèle opportun.
Dans cette perspective, il importe d’indiquer
les fondements d’une telle orientation
méthodologique. Tout d’abord, examinons la
première composante de l’IPH, la probabilité de décès
avant l’âge de 40 ans. Dans la mesure où l’Office
national de la statistique ne permet le calcul de cet
indicateur qu’au niveau global et par sexe, il a été
décidé de le prédire selon les régions et les wilayas en
76
Ces développements sont issus de Lachaud [1997d].
Voir Lachaud [1997d] pour une analyse de la relation
entre la pauvreté monétaire et l’accès aux besoins essentiels.
77
21
estimant la relation qui prévaut entre la probabilité de
décès avant l’âge de 40 ans et le produit intérieur brut
par habitant en parité de pourvoir d’achat pour 77
pays en développement en 1994. La sensibilité ainsi
obtenue en termes de probabilité de décès avant 40
ans par rapport à une variation du PIB en coupe
transversale au niveau international, a permis, par la
suite, compte tenu du différentiel de dépenses par tête
selon les régions et les wilayas, d’estimer les
déviations de longévité par rapport à la moyenne pour
ces dernières78. Naturellement, bien que cette
approche semble produire des résultats acceptables, il
aurait été préférable de disposer des valeurs effectives
de la probabilité de décès avant 40 ans.
Ensuite, la deuxième composante, le taux
d’analphabétisme des adultes — 15 ans et plus —,
selon les régions et les wilayas, a été directement
calculé à partir des bases de données de l’enquête sur
le niveau de vie de 1995-96. L’analphabétisme est
défini comme l’impossibilité de lire et d’écrire une
phrase simple79.
Enfin, la troisième composante de l’IPH a été
élaborée comme suit. Premièrement, le pourcentage
d’individus privés de l’accès aux services de santé,
selon les régions et les wilayas, est issu des
statistiques fournies par les Directions régionales de
l’action sanitaire et sociale80. Il s’agit du taux de
couverture sanitaire, quasi-identique au taux
d’accessibilité géographique. Ces taux sont calculés
en fonction de la population vivant dans un rayon de
cinq kilomètres à partir du centre de santé.
Deuxièmement, le pourcentage d’individus privés
d’accès à l’eau potable, selon les régions et les
wilayas, à été déterminé à partir des bases de données
de l’enquête auprès des ménages de 1995, réalisée
conjointement par l’Unicef et la Direction des
ressources humaines du Ministère du plan. Dans ce
contexte, il est à remarquer que l’approvisionnement
des ménages en eau potable se réfère aux modalités
d’accès suivantes : branchement, borne-fontaine,
sondage, puits cimenté avec margelle et achat. En fait,
il n’est pas certain que tous ces moyens
d’approvisionnement permettent d’obtenir de l’eau
potable. Troisièmement, les bases de données de
l’enquête précédente ont également permis d’obtenir
78
La qualité de l’estimation est suffisante — R² ajusté
= 0,771 —, et l’élasticité est de -0,638.
79
En fait, les données de l’enquête intégrale sur ce point
sont incertaines. Un tiers des cas relatifs aux individus de 15 ans
et plus ne sont pas renseignés, tandis que, parfois, les informations
sont portées soit au niveau de la lecture, soit au niveau de
l’écriture. Dans la présente étude, on a considéré qu’une
information sur l’une des modalités précédentes était suffisante.
80
Ministère de la santé et des affaires sociales [1996].
Ces taux sont fournis par wilaya. L’agrégation par région — sauf
pour Nouakchott —- a été réalisée comme pour la probabilité de
décès avant l’âge de 40 ans.
2&80(17 '( 75$9$,/ 12 '
des informations sur la situation nutritionnelle des
enfants, par rapport aux tableaux de croissance du
National center for health statistics81. L’indicateur est
la malnutrition protéino-énergétique qui indique un
état pathologique résultant de la carence relative ou
absolue d’une des plus essentielles substances
nutritives et/ou calories. Les formes les plus extrêmes
de malnutrition protéino-énergétique se caractérisent
par une atrophie musculaire sévère résultant d’une
perte de poids et/ou un retard dans la croissance où la
croissance linéaire — taille — n’est pas atteinte. Le
seuil considéré correspond à 80 pour-cent de la
médiane de référence ou à moins de deux écarts types.
3DXYUHWp KXPDLQH HW UpJLRQV
Compte tenu des hypothèses précédentes, le
tableau 6 affiche les valeurs de l’IPH pour l’ensemble
de la Mauritanie et selon les zones urbaines et rurales.
A cet égard, plusieurs commentaires peuvent être
formulés. Tout d’abord, on observe que pour 1995-96,
l’IPH est de 46,0 pour-cent. Il représente l’intensité de
pauvreté générale correspondant à un taux de pauvreté
de 46,0 pour-cent dans chacune des dimensions
considérées. En d’autres termes, il représente la
moyenne de rang = 3 des trois dimensions
représentées par la probabilité de décès avant 40 ans,
le taux d’analphabétisme des adultes et les conditions
de vie. On remarquera que le taux calculé pour 199596 est légèrement inférieur à celui qui a été avancé
par le Programme des nations unies pour le
développement dans son rapport international de 1997
pour la période de 1990-9682. Ce faible écart est dû à
des variations mineures, d’une part, positives en
termes de probabilité de décès et d’analphabétisme,
et, d’autres part, négatives concernant les conditions
de vie. En fait, ce différentiel peut aussi être attribué
à l’incertitude des informations statistiques.
Quoiqu’il en soit, un tel taux de pauvreté
humaine, traduisant de graves pénuries en termes de
capacité de choix, relègue la Mauritanie dans le
groupe des pays les moins performants en termes de
développement humain — 65 ème rang sur 78 pays en
développement. Sans aucun doute, une probabilité de
décès avant l’âge de 40 ans de 0,305 pour-cent, un
taux d’analphabétisme de 60,5 pour-cent, un taux de
privation d’accès à la santé et à l’eau potable,
respectivement, de 39,0 et 36,0 pour-cent, et un taux
d’insuffisance pondérale des enfants de moins de 5
ans de 28,2 pour-cent, traduisent une très forte
précarité de l’existence humaine.
En réalité, les déficits de la Mauritanie en
termes de développement humain ne sont pas plus
81
82
Nations unies [1993].
Pnud [1997].
faibles que ceux qui prévalent dans les autres pays de
la région. Le tableau 6 montre même que l’écart avec
des pays ayant un produit national brut par tête
supérieur de près de 50 pour-cent — Côte d’Ivoire,
par exemple — est faible.
Ensuite, on observe une forte inégalité dans
l’espace, l’indicateur de pauvreté humaine étant plus
élevé en milieu rural que dans les agglomérations.
Alors que les déficits à Nouakchott en termes de
développement humain sont seulement de 31,3
pour-cent, dans la région du fleuve ils sont deux fois
plus élevés — 63,0 pour-cent. Les villes de l’intérieur
occupent, en moyenne, une position proche de la
moyenne nationale — 40,6 pour-cent —, tandis que
dans les autres zones rurales, l’IPH équivaut à 53,0
pour-cent. Par ailleurs, dans certaines zones, le
tableau 7 montre également le très faible niveau
d’indicateurs partiels spécifiques. Par exemple, dans
la région du fleuve, le taux d’analphabétisme est de
86,7 pour-cent, alors que dans d’autres régions rurales
plus de 80 pour-cent des individus n’ont pas accès à
l’eau potable.
Enfin, on observe une proximité du taux de
pauvreté monétaire et du degré général de pauvreté
humaine, bien que ces deux grandeurs ne soient
réellement comparables. Cela signifie, qu’au niveau
global, les aspects monétaires de la pauvreté ont la
capacité d’exprimer, en termes quantitatifs, les
déficits en ce qui concerne le développement humain.
En fait, les deux indicateurs apparaissent
complémentaires, et chacun a un rôle particulier en
termes de politique économique. Néanmoins, la prise
en considération des régions met en évidence des
écarts substantiels entre la pauvreté monétaire et la
pauvreté humaine. Le tableau 6 et la figure 7
expriment assez nettement ce phénomène. Les écarts
sont surtout importants entre Nouakchott et les zones
rurales hors du fleuve. Ainsi, dans le premier cas,
alors que l’incidence de la pauvreté monétaire est de
20,6 pour-cent, l’IPH équivaut à 31,3 pour-cent.
Inversement, dans le second cas, l’incidence de la
pauvreté monétaire est de 71,7 pour-cent, mais les
déficits de développement humain ne s’élèvent qu’à
53,0 pour-cent. En définitive, bien que les tendances
générales en termes de pauvreté monétaire et non
monétaire soient cohérentes — par exemple, la
pauvreté monétaire et la pauvreté non monétaire sont
les plus élevées en milieu rural, comparativement au
zones urbaines —, l’analyse désagrégée met en
évidence des disparités qui apparaissent spécifiques à
chaque région.
$895(7e (7 &+2,; 0e7+2'2/2*,48(6 /( &$6 '( /$ 0$85,7$1,(
23
3
Tableau 6 :
Pauvreté humaine et monétaire selon les régions —
Région/pays
0DXULWDQLH
1995-96
Pauvreté non monétaire — = 3
Paramètre
Pauvreté monétaire3
Individus pri- Taux d’insuf- Indicateur de Dépenses par Incidence de
Individus
Taux
Probabilité
pauvreté
fisance
la pauvreté —
d’analpha- privés d’accès vés d’accès
de décès
tête —
humaine1
P0, %
< 40 ans bétisme — eau potable — services de pondérale <
moyenne
5 ans —
santé — %,
%, 1995
individus
15 ans —
—1996
annuelle,
1995
1995
1996
milliers UM
Ecart
(IPH-P0)
—- %
Nouakchott
Autres villes
Rural fleuve
Rural autre
20,8
25,8
35,4
37,1
42,6
53,9
86,7
62,1
0 ,6
32,0
34,3
81,4
30,0
32,5
45,9
48,2
23,3
25,9
32,5
32,0
31,4
40,6
63,0
53,0
131,8
109,1
65,5
58,1
20,6
37,8
60,2
71,7
+52,4
+7,4
+4,7
-26,1
Ensemble
30,5
60,7
36,0
39,0
28,2
46,0
88,1
50,0
-8,0
Cote d’Ivoire2
Sénégal2
Mali2
Burkina Faso2
Niger2
23,1
23,5
28,4
36,1
43,2
60,6
67,9
70,7
81,3
86,9
25,0
48,0
55,0
22,0
46,0
70,0
10,0
60,0
10,0
68,0
24,O
20,0
31,0
30,0
36,0
46,3
48,7
54,7
58,3
66,0
-
-
-
Figure 7 :
Pauvreté non monétaire et pauvreté monétaire selon les régions — Mauritanie 1995-96
(1) L’IPH global n’est pas égal à la moyenne des IPH partiels ; (2) 1990-96 ; (3) Seuil international de 370dollars, facteur d’échelle =1.
Sources : A partir des bases de données de l’enquête intégrale 1995-96 et de l’enquête UNICEF-DRH 1995 — pondération normalisée ; Ministère
de la santé et des affaires sociales (1995] ; PNUD [1997] ; estimation.
3DXYUHWp KXPDLQH HW ZLOD\DV
L’analyse précédente incite à spécifier
davantage la pauvreté humaine, et sa relation avec la
pauvreté monétaire. Le tableau 7 affiche les valeurs
de l’IPH et du ratio de pauvreté selon les wilayas. Il
est à remarquer qu’une telle approche comporte une
limite liée à la taille de l’échantillon. En effet,
certaines wilayas — Inchiri, Tagant et Tiris Zemmour
— comportent un trop faible nombre de ménages, ce
qui affecte la robustesse des résultats obtenus83.
Cependant, le tableau 7 conduit à deux
enseignements. En premier lieu, trois groupes de
83
tableau.
Ces dernières sont indiquées par un (*) dans le
2&80(17 '( 75$9$,/ 12 '
wilayas apparaissent. Le premier groupe, ayant le plus
fort taux de pauvreté humaine — environ 65
pour-cent
Tableau 7 :
Pauvreté humaine et monétaire selon les wilayas —
0DXULWDQLH
1995-96
Pauvreté non monétaire — = 3
Paramètre
Wilaya
Individus
Taux
Probabilité de
privés
d’analphadécès
bétisme — d’accès eau
< 40 ans
15 ans — potable — %,
—1996
1995
1996
Pauvreté monétaire3
Individus pri- Taux d’insuf- Indicateur de
pauvreté
fisance
vés d’accès
services de pondérale < 5 humaine2
santé — %, ans - 1995
1995
Dépenses
par tête —
moyenne
annuelle,
milliers UM
Incidence de
la pauvreté
— P0, %
individus
Ecart
(IPH-P0)
—- %
-13,2
-17,4
-32,7
-15,9
-22,1
-26,8
+10,6
+134,1
-23,7
+1,7
-3,6
+206,9
+54,4
Hodh Echarghi
Hodh El Gharbi
Assaba
Gorgol
Brakna
Trarza
Adrar
D.Nouadhibou
Tagant1
Guidimagha
Tiris Zemmour1
Inchiri1
Nouakchott
33,7
38,1
39,8
38,6
37,3
33,0
30,5
17,3
35,5
34,5
30,5
22,9
21,2
53,3
64,2
72,0
89,2
71,8
46,7
74,1
40,6
47,3
88,0
54,5
47,1
42,6
74,9
85,2
74,5
54,0
20,2
7,1
48,3
18,7
89,2
60,6
,0
14,3
,6
57,0
65,0
40,0
30,0
35,0
22,0
43,0
35,0
40,0
35,0
38,0
35,0
30,0
40,3
38,0
29,1
32,9
28,2
14,0
34,0
12,7
20,3
55,9
17,3
30,0
23,3
50,2
57,4
56,7
65,1
52,9
36,1
55,3
30,2
45,1*
65,7
40,3*
35,6*
31,4
73,6
53,7
45,9
51,3
57,2
76,7
87,9
147,8
65,4
69,9
88,3
26,2
131,8
57,8
69,5
84,3
77,4
67,9
49,3
50,0
12,9
59,1*
64,6
41,8*
11,6*
20,6
Ensemble
30,5
60,7
36,0
39,0
28,2
46,0
88,1
50,0
-8,0
(1) Pour les wilayas du Tagant, de Tiris Zemmour et de l’Inchiri, le calcul de l’IPH - tout comme celui de P0 - est incertain compte tenu du faible
100
Assaba
Gorgol
80
Brakna
Tagant
Pauvreté monétaire - P0 - % individus
60
H.El Gharbi
H.Echarghi
Guidimagha
Trarza
0$85,7$1,(
Adrar
T.Zemmour
40
Nouakchott
20
Nouadhibou
Inchiri
0
20
30
40
50
60
70
Indicateur de pauvreté humaine - IPH - %
Figure 8 :
Pauvreté humaine — IPH — et pauvreté monétaire — P0 — selon les wilayas — Mauritanie 1995-96
nombre de ménages, 64, 54 et 9, respectivement. Elles sont notées avec un (*) ; (2) L’IPH global n’est pas égal à la moyenne des IPH partiels ; (3)
Seuil international de 370 dollars et facteur d’échelle =1.
Sources : A partir des bases de données de l’enquête intégrale 1995-96 et de l’enquête UNICEF-DRH 1995 — pondération normalisée ; Ministère
de la santé et des affaires sociales (1995) ; estimation.
— englobe les wilayas de Gorgol et Guidimagha. Ces
deux wilayas se caractérisent par le très fort taux
d’analphabétisme — près de 90 pour-cent. Le
deuxième groupe rassemble les wilayas de Hodh
Echarghi, Hodh ElGharbi, Assaba, Brakna, Tagant et
Adrar, ces dernières ayant une valeur de l’IPH
comprise entre 45 et 57 pour-cent environ. Ce groupe
$895(7e (7 &+2,; 0e7+2'2/2*,48(6 /( &$6 '( /$ 0$85,7$1,(
25
3
de wilayas semble le plus affecté par l’analphabétisme
et le manque d’eau potable. Dans le troisième groupe,
on trouve les wilayas ayant un assez faible degré de
pauvreté humaine — entre 30 et 40 pour-cent —
Trarza, Nouadhibou, Tiris Zemmour, Inchiri et
Nouakchott.
En deuxième lieu, s’il existe une assez bonne
corrélation entre l’intensité de la pauvreté humaine et
le taux de pauvreté monétaire selon les wilayas, de
nombreuses disparités apparaissent. En effet, on peut
observer que, d’une manière générale, les wilayas les
plus pauvres monétairement sont aussi les plus
exposées en termes de déficit de développement
humain. Ainsi, les wilayas de Gorgol et Guidimagha
ont un ratio de pauvreté compris entre 65 et 75
pour-cent environ. Mais, parmi le premier groupe
précédemment identifié, seul le Gorgol appartient à la
catégorie de wilayas ayant l’un des plus hauts taux de
pauvreté monétaire de Mauritanie. Cela implique des
chevauchements entre les dimensions du bien-être —
matériel et non matériel — sauf pour les wilayas du
troisième groupe.
La figure 8 exprime assez nettement cette
situation. Alors que la relation entre la pauvreté
monétaire — ordonnée — et la pauvreté non
monétaire — abscisse — exhibe un bon degré de
liaison — matérialisé par la droite ascendante84 —, on
observe que cinq wilayas seulement réussissent mieux
en termes de revenu qu’en termes de développement
humain. Il s’agit de Nouakchott, Nouadhibou, Inchiri,
Adrar et Guidimagha. Par contre, pour toutes les
autres wilayas, l’inverse prévaut, le différentiel entre
l’IPH et le ratio de pauvreté étant compris, la plupart
du temps, entre -15 et -25 pour-cent — tableau 8,
dernière colonne.
En définitive, sous les réserves précédemment
indiquées — en particulier, hypothèses de travail,
comparabilité des indicateurs —, la présente étude
montre, pour la Mauritanie, l’opportunité d’une
approche multidimensionnelle pour ordonner les états
sociaux.
Dans ce contexte, à l’aide d’une analyse
factorielle, on peut tenter d’identifier des dimensions
de la pauvreté susceptibles de simplifier l’explication
du phénomène. Pour chaque wilaya, les variables
prises en compte sont les indicateurs partiels non
monétaires — probabilité de décès avant l’âge de 40
ans, taux d’analphabétisme des adultes, non accès à
l’eau potable, non accès aux services de santé et
insuffisance pondérale des moins de 5 ans — et la
pauvreté monétaire — affichés au tableau 7.
L’examen de la matrice de corrélation inhérente à ces
variables montre que les corrélations entre ces
dernières sont élevées — notamment entre la pauvreté
84
Le coefficient R² est égal à 0,73.
monétaire, d’une part, et l’analphabétisme et la
probabilité de décès avant 40 ans, d’autre part —, ce
qui suggère la présence de facteurs communs
permettant de spécifier la pauvreté85. La procédure
d’extraction des facteurs en composantes principales
suggère la prise en compte de deux facteurs,
contribuant à 81 pour-cent de la variance expliquée.
A cet égard, la matrice factorielle montre que la
pauvreté, la probabilité de décès et l’accès à l’eau ont
des coefficients de corrélation supérieurs à 0,8 avec le
premier facteur. D’une manière générale, pour la
plupart des variables — sauf la nutrition — la
proportion de variance expliquée par les facteurs
communs est élevée — 80 à 90 pour-cent. En fait, la
rotation matricielle — tableau A5 en annexes — et sa
représentation graphique — figure A1 en annexes —
suggèrent que la pauvreté, l’analphabétisme et la
probabilité de décès avant 40 ans sont très corrélées
avec le premier facteur, alors que l’accès à l’eau
potable et la proximité des centres de santé sont
fortement corrélés avec le deuxième facteur. Dans
conditions, la pauvreté en Mauritanie pourrait être
représentée par deux dimensions. D’une part, l’accès
à des biens et services privés et publics — pauvreté
monétaire et accès à certains biens collectifs,
notamment l’éducation et la santé, — et, d’autre part,
l’accès à des infrastructures stratégiques — eau
potable, centres de santé.
&RQFOXVLRQ
L’appréhension de la pauvreté en Mauritanie
est considérablement influencée par les choix
méthodologiques effectués. Telle est la principale
conclusion qui émane de la présente recherche.
Premièrement, l’analyse montre que la fixation d’une
ligne de pauvreté monétaire fondée sur l’équivalent
international de 370 dollars ne correspond au coût des
besoins de base inhérent aux modèles de
consommation locaux et aux besoins nutritionnels. En
effet, la spécification d’une ligne de pauvreté
déterminée à partir des besoins de base —
alimentaires et non alimentaire — génère un ratio de
pauvreté national beaucoup plus faible et proche de ce
qui est appelé l’extrême pauvreté — 41,5 pour-cent
des ménages au lieu de 51,4 pour-cent. Par ailleurs,
cette nouvelle approche de la pauvreté modifie
sensiblement la configuration des profils de pauvreté
— accentuation de l’incidence relative de la pauvreté
rurale, comparativement à la pauvreté urbaine,
85
Le test de Barlett est égal à 56,28 au seuil de
signification de 0,000. De ce fait, il est improbable que tous les
termes de la diagonale de matrice de corrélation soient égaux à un,
et que tous les autres termes soient nuls.
rehaussement de la précarité relative des indépendants
agricoles.
Deuxièmement, malgré certaines réserves,
l’analyse, fondée sur l’estimation d’une courbe
d’Engel, suggère qu’un facteur d’échelle de 0,55,
prenant en compte les économies d’échelle dans les
ménages, semble être une hypothèse plausible dans le
cas mauritanien. De ce fait, l’introduction d’une
échelle d’équivalence inférieure à un a d’importantes
conséquences quant à la mesure de la pauvreté, bien
qu’elle ne modifie que marginalement l’ampleur ce
cette dernière, en termes de ménages au niveau
national, par rapport à l’approche du coût des besoins
de base. Ainsi, le facteur d’échelle de 0,55 rehausse
les mesures de la pauvreté liées au seuil international
de 370 dollars, réduit la pauvreté appréhendée par
rapport aux individus, diminue relativement
l’incidence et la profondeur de la pauvreté urbaine et,
surtout, tend à modifier la relation entre la pauvreté et
le genre. A cet égard, il importe de souligner que
l’impact du facteur d’échelle inférieur à un tend à être
plus élevé lorsque la profondeur de la pauvreté est
prise en considération.
Troisièmement, la ligne de pauvreté fondée
sur le coût des besoins de base altère quelque peu la
perception habituelle de l’évolution de la pauvreté —
bien que la tendance générale soit cohérente avec le
contexte macroéconomique récent et l’estimation des
élasticités de pauvreté. Par rapport au seuil
international de 370 dollars, l’approche des besoins de
base suggère un recul sensiblement plus élevé de la
pauvreté au cours de la période 1990-96 : -34,9 pourcent — contre de -19,8 pour-cent — résultat par
ailleurs inférieur à celui qui prévaut lorsque la ligne
d’extrême pauvreté est introduite — -40,4 pour-cent.
En outre, la prise en compte du facteur d’échelle de
0,55 accentue encore cette incertitude, notamment
selon les régions et le genre.
Quatrièmement, les objections formulées à
l’encontre de l’approche de la pauvreté monétaire ont
conduit à proposer une appréhension des manques en
termes de progrès social à l’aide d’indicateurs non
monétaires, notamment l’indicateur de pauvreté
humaine du Programme des nations unies pour le
développement. A cet égard, l’analyse selon les
régions et les wilayas montre une proximité du taux
de pauvreté monétaire et du degré général de pauvreté
humaine, bien que ces deux grandeurs ne soient pas
réellement comparables et que de nombreuses
disparités demeurent. Cela signifie que les aspects
monétaires de la pauvreté ont la capacité d’exprimer,
en termes quantitatifs, les déficits en ce qui concerne
le développement humain. En fait, les deux
indicateurs apparaissent complémentaires, et chacun
a un rôle particulier en termes de politique
économique. Par conséquent, la présente étude
suggè r e l ’ o p p o r t u n i t é d ’ u n e a p p r oche
2&80(17 '( 75$9$,/ 12 '
multidimensionnelle de la pauvreté pour ordonner les
états sociaux en Mauritanie.
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2&80(17 '( 75$9$,/ 12 '
$895(7e (7 &+2,; 0e7+2'2/2*,48(6 /( &$6 '( /$ 0$85,7$1,(
29
3
$QQH[HV
7DEOHDX $ 3DUDPqWUH
%LHQV
DOLPHQWDLUHV
(VWLPDWLRQ GHV OLJQHV GH SDXYUHWp UpJLRQDOHV HQ WHUPHV GH ELHQV DOLPHQWDLUHV ³ 0DXULWDQLH ;5
N
JMRXU FDO
WrWH J
N5 N;5 ; ;5
N N· ;N 3UL[J 35 &RWDQWrWH &RWDQWrWH &RWDQWrWH &RWDQWrWH
FDORULHV N5 ;5 FDORULHV
&M 3M; &M 3M; &M 3M; &M 3M;
$XWUH
$XWUH
5XUDO
$XWUHV
1RXDN
MRXU
MRXU
UXUDO
UXUDO
IOHXYH
YLOOHV
FKRWW
JMRXU
M 5
M 5
M 5
M 5
Mil
114,3
341
389,8
284,0
968,4
0,0376
3 905
3 143
4 392
3 994
Sucre
109,7
400
438,8
272,6
1 090,4
0,0781
7 771
7 500
7 992
8 193
Thé
9,5
25
2,4
23,7
5,9
0,5998
5 189
5 007
5 336
5 470
Sel
10,7
35
3,7
26,6
9,3
0,2000
1 935
1 874
1 997
2 047
Viande (boeuf)
16,1
115
18,5
40,0
46,0
0,3547
5 179
4 998
5 326
5 460
Total - e =1
-
-
853,2
-
2120
-
23 979
22 522
25 043
25 164
N (besoins
nutritionnels)
-
-
21203
-
-
-
-
-
-
-
Total - e =0,555
-
-
-
-
-
-
49 749
46 726
51 956
52 207
(1) Le ménage de référence est localisé dans la région “autre rural” et englobe deux adultes et trois enfants de moins de 15 ans. Voir le texte pour la
détermination de ce ménage de référence ; (2) FAO [1995] ; (3) Voir le texte pour la détermination de ce niveau de référence ; (4) Le prix du mil est
déterminé selon les données régionales, alors que pour les autres biens — sauf ceux de la région de référence —, un indice du coût régional de la vie
a été utilisé. Voir McKay, Houeibib [1992] ; (5) Le facteur d’économie d’échelle 0,55 est estimé à partir de la courbe d’Engel. Il est appliqué aux
dépenses totales alimentaires du ménage re référence — dépenses par tête multipliées par le nombre de personnes dans le ménage de référence.
2&80(17 '( 75$9$,/ 12 7DEOHDX $ '
0HVXUHV GH OD SDXYUHWp GDQV OHV PpQDJHV VHORQ GLYHUV SDUDPqWUHV ³ IDFWHXU G·pFKHOOH
PHVXUHV ³ )*7
/LJQH GH SDXYUHWp
3DUDPqWUH
! :DWWV HW &ODUN ³ HW DSSURFKHV GH OD SDXYUHWp ³ 0DXULWDQLH 3DXYUHWp VHXLO LQWHUQDWLRQDO
LQWHUQDWLRQDO
,QWHQVLWp
0HVXUHV GH 0HVX ,QWHQVLWp
&ODUN HW FRO UH GH
&
:DWWV
:
9DOHXU &RQ &
&
9DOHXU &RQ
3 WULEX 3 WULEX
WLRQ
WLRQ
EDVH
0HVXUHV GH 0HVX ,QWHQVLWp
&ODUN HW FRO UH GH
&
:DWWV
:
&
&
9DOHXU &RQ
3 WULEX
WLRQ
0HVXUHV GH 0HVX
&ODUN HW FRO UH GH
&
:DWWV
:
&
&
³
1
6H[H FKHI GH PpQDJH
Homme
Femme
19,5
19,8
69,6
30,4
3,2
3,4
9,8
9,9
46,6
45,0
15,0
15,8
68,9
31,1
2,6
2,8
7,6
7,9
33,8
33,1
16,1
16,7
69,2
30,8
2,7
2,9
8,1
8,3
36,9
35,6
1071
460
17,8
19,0
21,3
15,6
47,3
37,2
3,4
3,2
3,4
9,0
9,6
10,5
31,8
46,5
52,7
14,6
14,5
16,6
16,5
46,2
37,3
2,9
2,5
2,8
7,4
7,4
8,3
22,7
33,4
39,3
15,4
15,5
17,9
16,2
46,4
37,4
3,0
2,6
2,9
7,8
7,8
8,8
24,9
36,3
42,6
262
745
524
20,9
19,1
18,1
23,3
21,9
5,5
38,6
33,1
17,7
5,2
4,4
3,3
2,9
3,7
3,5
10,4
9,4
9,3
11,7
11,1
26,1
42,7
46,3
59,1
55,0
18,9
15,7
13,2
17,3
16,1
6,4
40,7
31,2
16,9
4,9
4,1
2,8
2,2
2,9
2,8
9,5
7,7
6,8
8,9
8,4
20,2
32,3
32,5
42,5
39,5
19,5
16,7
14,3
18,4
17,1
6,2
40,5
31,6
16,8
4,9
4,2
2,9
2,4
3,0
2,9
9,7
8,2
7,3
9,3
8,8
22,1
35,2
35,6
45,2
42,5
79
605
549
227
71
7\SH GH PpQDJH
Monoparental
Nucléaire
Elargi
7DLOOH GX PpQDJH
Une personne
2-4 personnes
5-7 personnes
8-10 personnes
>10 personnes
5,7
26,0
7,8
28,3
16,9
26,4
22,0
4,0
9,1
5,2
32,6
5,6
10,5
33,0
1,0
4,0
1,3
4,7
2,9
4,2
3,8
3,2
12,7
4,4
13,9
8,9
12,8
11,0
13,7
70,4
20,1
69,8
39,3
66,1
45,4
3,4
3,7
9,6
21,3
4,3
4,9
22,4 33,1
5,2
12,2
21,01 10,7
17,5 33,7
0,7
3,6
0,9
3,8
2,1
3,4
3,2
2,1
10,4
2,9
11,2
6,3
10,3
8,8
8,1
55,8
12,3
52,7
25,5
50,2
32,6
3,6
22,4
4,8
24,5
12,7
22,2
18,8
3,1
9,4
3,9
34,0
5,1
10,6
33,8
0,7
3,7
0,9
4,1
2,2
3,6
3,3
2,0
10,8
2,8
12,2
6,6
10,8
9,3
7,9
58,6
11,9
59,2
27,1
53,8
35,9
211
105
202
345
100
119
449
5,5
9,7
30,2
29,1
7,3
9,1
20,8
62,8
0,9
1,8
4,6
4,9
3,3
5,3
14,7
14,2
17,1
23,7
83,7
61,6
2,9
6,9
23,7
23,7
5,0
8,3
20,9
65,9
5,1
1,3
3,7
4,2
1,8
3,8
11,6
11,7
9,6
15,8
64,3
46,2
2,0
6,5
27,7
25,5
3,2
7,4
22,9
66,4
0,4
1,3
4,3
4,5
1,3
3,6
13,6
12,6
6,8
14,8
76,4
51,3
395
281
206
649
Urbain
Rural
7,2
29,3
16,3
83,7
1,3
4,9
4,1
14,3
19,8
66,9
4,6
23,7
13,2
86,8
0,9
4,1
2,6
11,7
12,1
50,5
3,9
26,0
10,6
89,4
0,7
4,4
2,2
12,8
10,4
57,3
676
855
Ensemble
19,6 100,0
3,3
9,8
46,1
15,2 100,0
2,7
7,7
33,6
16,3 100,0
2,8
8,1
36,5
1531
Salarié protégé
Chômeur déclaré
Chômeur marginal
Inactif
5pJLRQ
Nouakchott
Autres villes
Rural fleuve
Rural autre
0LOLHX
$895(7e (7 &+2,; 0e7+2'2/2*,48(6 /( &$6 '( /$ 0$85,7$1,(
31
3
par tête et par an, soit 32 800 ouguiyas en 1988 au taux de change approximatif de 1 dollar = 75 ouguiyas et en utilisant un taux d’inflation de 17,7 pour cent entre 1985
et 1988. En tenant compte d’un taux d’inflation de 8,6 pour cent entre 1988 et 1990, la ligne de pauvreté en 1990 est estimée à 35 621 ouguiyas. (3) Indices de la classe
Foster, Greer et Thorbecke. Ligne de pauvreté de 275 dollars — en prix constants de 1985 — par tête et par an, soit 24 400 ouguiyas en 1988 au taux de change approximatif
de 1 dollar = 75 ouguiyas et en utilisant un taux d’inflation de 17,7 pour cent entre 1985 et 1988. En tenant compte d’un taux d’inflation de 8,6 pour cent entre 1988 et 1990,
la ligne de pauvreté en 1990 est estimée à 26 498 ouguiyas ; (4) Indices de la classe Foster, Greer et Thorbecke. Lignes de pauvreté calculées selon la méthode du coût des
besoins de base : 28674, 27322, 32400 et 35791 par tête et par an, respectivement, dans le rural autre, le rural fleuve, les autres villes et Nouakchott ; (5) Contribution
relative Cij ; (6) Les mesures de la pauvreté de Clark et col. ont la forme générale : C = 1/ ,z [ 1 - (x/z)] f(x) dx ; (7) La mesure de la pauvreté de Watts a la forme générale
: W =,z(log z - log x) f(x) dx.
7DEOHDX $ &±IILFLHQWV GH UpJUHVVLRQ GHV HVWLPDWLRQV SDU OHV PRLQGUHV FDUUpV GHV FRXUEHV G·(QJHO GHV PpQDJHV
VHORQ OHV UpJLRQV FRW GHV EHVRLQV GH EDVH DYHF H
1RXDNFKRWW
Constante
Log (depense/coût besoins alimentaires)3
[Log (depense/coût besoins alimentaires)]²
Education chef de ménage4
Primaire
Secondaire
Supérieur
Démographie5
Enfants — <5 ans
Statut matrimonial chef de ménage
Marié
Sexe chef de ménage
Homme
R² ajusté
F (sig F)
N
³ 0DXULWDQLH $XWUHV YLOOHV
5XUDO IOHXYH
W
W
$XWUH UXUDO
W
W
0,59445*
0,06605*
-0,02504*
6,050
4,542
-5,981
0,75397*
0,04068*
-0,04433*
8,412
2,545
-7,702
0,93516*
0,04920*
-0,02876*
10,980
4,009
-4,927
0,81352*
0,01240
-0,02868*
16,504
1,376
-7,059
-0,06171*
-0,12207*
-0,10541**
-1,982
-3,650
-1,900
-0,10302*
-0,11685*
-0,16264
-2,303
-2,433
-1,362
-0,00013
-0,12685
0,17617
-0,002
-0,982
1,112
0,01369
-0,05816
-0,00639
0,130
-0,639
-0,071
0,13930
0,07511
0,04822
1,265
0,696
0,471
0,03358
0,05982
-0,10362
0,284
0,544
-1,065
-0,01116
0,00806
-0,14084
-0,084
0,075
-1,495
0,01732
0,10444
-0,04635
0,241
1,678
-0,795
0,01664
0,649
0,02549
0,600
-0,03492
-0,684
0,00248
0,076
-0,04392**
-1,814
0,02217
0,513
-0,01051
-0,213
0,01044
0,318
0,1500
7,9539 (0,000)
395
0,2556
10,4126 (0,000)
275
0,1965
5,9160 (0,000)
202
0,0816
6,3454 (0,000)
602
(1) La variable dépendante est la proportion des dépenses alimentaires dans la dépense totale des ménages ; (2) Probabilité «two-tailed» que le cœfficient soit égal à zéro.
Le t est le rapport entre le et l’erreur-type; (3) Il s’agit du rapport de la dépense totale — alimentaire et non alimentaire — sur le coût du panier de biens des besoins
nutritionnels de base ; (4) Base = sans instruction ; (5) Les variables inhérentes à la démographie sont fondées sur la proportion de personnes dans chaque catégorie. Pour
éviter les problèmes de singularité, les personnes de plus de 60 ans sont exclues.
2&80(17 '( 75$9$,/ 12 7DEOHDX $ '
&RPSDUDLVRQV GH OD SURIRQGHXU GH OD SDXYUHWp GDQV OHV PpQDJHV HQWUH HW VHORQ GLYHUV
SDUDPqWUHV ³ IDFWHXU G·pFKHOOH
/LJQH GH SDXYUHWp
3DXYUHWp ³ HW DSSURFKHV GH OD SDXYUHWp ³ 0DXULWDQLH
VHXLO LQWHUQDWLRQDO
LQWHUQDWLRQDO
EDVH
GpSHQVHV UpHOOHV 1
PpQDJHV
EDVH 3URIRQGHXU
3DUDPqWUH
)DFWHXU G·pFKHOOH
3URIRQGHXU
3URIRQGHXU
6H[H FKHI GH PpQDJH
Homme
Femme
27,4
30,3
15,7
11,4
-42,7
-62,4
21,1
23,6
9,2
6,1
-56,4
-74,2
21,8
24,0
10,0
6,4
-54,1
-73,3
1071
460
2558
853
8,0
35,9
13,7
38,9
27,1
37,5
32,2
4,4
9,7
12,3
22,9
6,5
13,4
-45,0
-73,0
-10,2
-41,1
-76,0
-58,4
6,3
28,8
8,5
31,0
19,3
29,3
25,6
1,6
5,5
7,5
14,1
2,9
7,3
-74,6
-80,9
-11,8
-54,5
-85,0
-71,5
4,9
28,9
7,9
33,1
19,1
30,4
26,3
1,4
5,7
7,7
15,7
2,1
7,8
-71,4
-80,3
-2,5
-52,6
-89,0
-70,3
211 241
105 362
202 445
345 955
100 153
119
449 1255
10,9
15,0
43,0
40,0
3,2
8,6
16,1
24,3
-70,6
-42,7
-62,6
-39,3
5,8
9,9
34,7
32,7
1,1
4,4
9,0
14,9
-81,0
-55,6
-74,1
-54,4
3,8
9,1
39,6
34,2
0,4
3,1
10,6
16,9
-89,5
-65,9
-73,2
-50,6
395 959
281 546
206 528
649 1378
Urbain
Rural
12,9
39,8
5,2
22,0
59,7
-44,7
7,5
33,2
2,3
13,2
-69,3
-60,2
6,0
35,5
1,4
15,1
-76,7
-57,5
676 1907
855 1504
Ensemble
28,3
14,6
-48,4
21,9
8,4
-61,6
22,5
9,1
-59,6
1531 3411
27,4
30,3
14,1
13,7
-48,5
-54,8
21,1
23,6
7,9
7,9
-62,6
-66,5
21,8
24,0
8,3
7,9
-61,9
-67,1
1071
460
Salarié protégé
Chômeur déclaré
Chômeur marginal
Inactif
5pJLRQ
Nouakchott
Autres villes
Rural fleuve
Rural autre
0LOLHX
)DFWHXU G·pFKHOOH
6H[H FKHI GH PpQDJH
Homme
Femme
2558
853
$895(7e (7 &+2,; 0e7+2'2/2*,48(6 /( &$6 '( /$ 0$85,7$1,(
33
3
8,0
35,9
13,7
38,9
27,1
37,5
32,2
2,5
8,9
12,0
20,3
4,9
14,8
-68,8
-75,2
-12,4
-47,8
-81,9
-54,0
6,3
28,8
8,5
31,0
19,3
29,3
25,6
1,0
5,2
7,2
11,7
2,0
8,1
-84,1
-81,9
-15,3
-62,3
-89,6
-68,4
4,9
28,9
7,9
33,1
19,1
30,4
26,3
1,0
5,1
7,2
12,5
1,3
8,4
-79,6
-82,4
-8,9
-62,2
-93,2
-68,1
211
105
202
345
100
119
449
241
362
445
955
153
1255
10,9
15,0
43,0
40,0
2,3
8,1
15,5
24,0
-78,9
-46,0
-64,0
-40,0
5,8
9,9
34,7
32,7
0,7
3,8
8,3
14,4
-87,9
-61,6
-76,1
-56,0
3,8
9,1
39,6
34,2
0,2
2,6
9,8
15,4
-94,7
-71,4
-75,3
-55,0
395
281
206
649
959
546
528
1378
Urbain
Rural
12,9
39,8
4,4
21,6
-65,9
-45,5
7,5
33,2
1,8
12,7
-76,0
-61,7
6,0
35,5
1,1
13,9
-81,7
-60,8
676
855
1907
1504
Ensemble
28,3
14,0
-50,5
21,9
7,9
-63,9
22,5
8,2
-63,6
1531
3411
Salarié protégé
Chômeur déclaré
Chômeur marginal
Inactif
5pJLRQ
Nouakchott
Autres villes
Rural fleuve
Rural autre
0LOLHX
(1) Toutes les mesures ont été multipliées par 100 ; (2) Ligne de pauvreté de 370 dollars — en prix constants de 1985 — par an et par an, soit 32 800 ouguiyas en 1988
au taux de change approximatif de 1 dollar = 75 ouguiyas et en utilisant un taux d’inflation de 17,7 pour cent entre 1985 et 1988. En tenant compte d’un taux d’inflation
de 8,6 pour cent entre 1988 et 1990, la ligne de pauvreté en 1990 est estimée à 35 621 ouguiyas. En tenant d’un taux d’inflation de 40,9 pour cent entre 1990 et 1995-96,
le seuil de pauvreté international en 1996 est estimé à 53 841 ouguiyas. Par la suite, en tenant compte du facteur d’échelle de 0,55, la ligne d’ultra pauvreté est de 75362
ouguiyas par an et par équivalent adulte. (3) Ligne de pauvreté de 275 dollars — en prix constants de 1985 — par tête et par an, soit 24 400 ouguiyas en 1988 au taux de
change approximatif de 1 dollar = 75 ouguiyas et en utilisant un taux d’inflation de 17,7 pour ce nt entre 1985 et 1988. En tenant compte d’un taux d’inflation de 8,6 pour
cent entre 1988 et 1990, la ligne de pauvreté en 1990 est estimée à 26 498 ouguiyas. En tenant d’un taux d’inflation de 40,9 pour cent entre 1990 et 1995-96, le seuil d’ultra
pauvreté international en 1996 est estimé à 40 709 ouguiyas. Par la suite, en tenant compte du facteur d’échelle de 0,55, la ligne d’ultra pauvreté est de 56 061 ouguiyas
par an et par équivalent adulte ; (4) Ligne de pauvreté calculée selon la méthode du coût des besoins de base et ajustée par le taux d’inflation de 40,9 pour cent entre 1990
et 1995-96 : 40 402, 38 498, 45 651 et 50 430 ouguiyas par équivalent adulte et par an, respectivement, dans le rural autre, le rural fleuve, les autres villes et Nouakchott.
Par la suite, en tenant compte du facteur d’échelle de 0,55 et d’un taux d’inflation de 40,9 pour cent entre 1990 et 1995-96, la ligne de pauvreté selon les besoins de base
est de 82116 ouguiyas par an et par équivalent adulte dans le “rural autre”. Les dépenses réelles sont ajustées selon le déflateur des lignes de pauvreté de 1990 ; (5) Rural
et urbain ; (6) Y compris éleveurs et autres actifs; (7) La prise en compte des dépenses réelles de 1996 base 1996 n’entraîne pas de différence majeure ; (8) Pondération
normalisée.
Source : A partir des bases de données des enquêtes sur les conditions de vie des ménages 1990 et 1996.
7DEOHDX $ $QDO\VH IDFWRULHOOH GH OD SDXYUHWp PDWULFH IDFWRULHOOH WUDQVIRUPpH
)DFWHXU
³ 0DXULWDQLH )DFWHXU )DFWHXU 0,92479
0,90554
0,87281
0,54694
-0,00955
0,47711
0,21276
0,05177
0,27058
0,50448
0,95845
0,77468
9DULDEOH
Incidence pauvreté monétaire
Analphabétisme
Probabilité décès < 40 ans
Insuffisance pondérale < 5 ans
Accès aux centres de santé
Accès à l’eau potable
Source : tableau 7.
2&80(17 '( 75$9$,/ 12 '
1,5
accès centre santé
1,0
accès eau potable
malnutrition <5 ans
,5
prob. décès <40 ans
pauvreté monétaire
analphabétisme
0,0
Facteur 2
-,5
-1,0
-,5
0,0
,5
1,0
Facteur 1
)LJXUH $ 5HSUpVHQWDWLRQ JUDSKLTXH GH OD PDWULFH IDFWRULHOOH WUDQVIRUPpH ³ 0DXULWDQLH 1,5

Pauvreté et choix méthodologiques : le cas de la Mauritanie

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